DEVELOPPEMENT EMBRYONNAIRE IN VITRO,EN MILIEU ARTIFICIEL DEFINI DE DEUX PARASITOIDES OVOLARVIPARES,PHRYXE CAUDATA ET LIXOPHAGA DIATRAEAE (DIPTERA,TACHINIDAE)

Les utérus sont prélevés par dissection des femelles âgées soit de 2 jours (P. caudata), soit de 2 à 4 jours (L. diatraeae); ils contiennent alors des oeufs qui viennent juste d'être fécondés. Ces utérus sont placés aseptiquement sur des milieux de culture pour observer l'embryogénèse éventuelle des oeufs. Un milieu physiologique simple (Y) et un milieu nutritif complet (M) sont testés sous deux formes, liquide ou gélifiée avec 0,5% d'agarose. Chez les deux espèces le développement embryonnaire complet a pu être observé in vitro. Les meilleurs résultats, qui fournissent le même pourcentage de larves qu'in vivo, sont constatés avec le milieu M agarosé. Sur les milieux liquides le rendement en larves est inférieur de moitié environ par rapport aux milieux gélifiés correspondants. Avec les milieux simples Y, mème si un fort pourcentage de larves est obtenu (Y agarosé), celes-ci meurent rapidement. Seul le milieu M permet d'obtenir des larves d'excellente viabilité et aptes à se développer. La composition du milieu, mais aussi les possibilités respiratoires offertes aux oeufs agissent sur l'embryogénése.     

Effets nocifs de la nipagine M sur le parasitoidePhryxe caudata [Dipt.: Tachinidae]

Résumé La nipagine M (ou parahydroxybenzoate de méthyle) est incorporée aux milieux synthétiques pour l'élevage des larves, ou à la nourriture et à la boisson des imagos de la tachinairePhryxe caudata Rond. La toxicité a été étudiée en calculant le temps au terme duquel 50% de la population a succombé (TL 50); ce TL 50 correspond aussi à la durée de vie ou de survie moyenne. Les larves du premier stade ont une survie moyenne supérieure à 50 jours dans certains milieux exempts de nipagine. En présence de 0,01 ou 0,04% de nipagine le TL 50 tombe respectivement à 41 heures ou 1 heure et demie. En l'absence de nipagine, les imagos ont une durée de vie moyenne variant de 11,1 à 20,5 jours selon le sexe et les conditions dans lesquelles ils séjournent (densité, présence d'h?tes à parasiter et virginité). Les femelles vivent en général légèrement plus longtemps que les males. En présence de nipagine la durée de vie des mouches est raccourcie dans tous les cas. Avec 0,1% de nipagine le TL 50 varie de 6,5 à 13,6 jours. La nipagine M, en raison de sa toxicité à des doses qui ne permettent pas de contr?ler efficacement les proliférations de champignons, est donc à prohiber dans les milieux artificiels pour larves et à éviter dans l'alimentation des adultes deP. caudata et sans doute d'autres parasites.

---

Summary The methyl-p-hydroxybenzoate is incorporated to the synthetic media for rearing larvae, or to the food and drink for adults of the tachinid flyPhryxe caudata Rond. The toxicity was estimated by calculating the time giving a 50% mortality in the population (Lethal Time: LT 50). This LT 50 is equivalent to the mean duration of life or survival. The new-hatched larvae have a survival mean time greater than 50 days in some nipagin free media. With 0,01 or 0,04% of nipagin, the LT 50 falls respectively to 41 hours or one hour and a half. Without nipagin, the average life time for the imagines varies from 11,1 to 20,5 days according to the sex and the rearing conditions (density, existence of hosts and virginity). The females generally live slightly longer than the males. With nipagin the duration of life of the flies is shortened in all cases. With 0,1% of methyl-p-hydroxybenzoate the LT 50 varies from 6,5 to 13,6 days. The nipagin M, in consideration of its toxicity at doses which do not permit to control effectually the proliferations of moulds, must be prohibited in artificial media forP. caudata larvae and avoided in the diets forP. caudata adults. This is probably true with others parasites.

     

Utilisation ofTrichogramma cacoeciae march. Hym. Trichogrammatidae in control of the plum mothLep. Tortricidae depending on the numbers used and time of introduction

Résumé L'auteur a étudié l'effet des lachers deTrichogramma cacoeciae en nombres différents sur 8 parcelles de 100 arbres chacune. En outre, 2 parcelles supplémentaires ont été choisies dans lesquelles 500 000 spécimens de Trichogrammes ont été introduits respectivement une semaine et deux semaines plus tard. Les résultats sont montrés par les figures 2, 3. Même la diminution par 20 du nombre des Trichogrammes libérés affecte à un faible degré seulement, la réduction du pourcentage d'infestation des fruits (fig. 2). La figure 3 montre clairement combien il est important que le Trichogramme soit introduit au moment favorable de la biologie du ravageur.      

Influence de la prédation des larves d'Hyperaspis raynevali et d'Hexochomus flaviventris (Col. Coccinellidae) sur les colonies de la cochenille du maniocPhenacoccus manihoti (Hom. Pseudococcidae). Étude en conditions contrôlées

Résumé L'influence de la prédation des larves d'Hyperaspis raynevali et d'Exochomus flaviventris (Col. Coccinellidae) sur les colonies de la cochenille du maniocPhenacoccus manihoti (Hom. Pseudococcidae) a été étudiée en relation avec la densité et la structure d'age des colonies de cochenilles, et avec le rapport proie/prédateur utilisé lors du lacher des larves. La prédation des deux espèces de coccinelles est surtout influencée par la densité et la structure d'age des colonies deP. manihoti: le rapport proie/prédateur intervient dans une moindre mesure. Elle est plus importante sur la densité initiale de 45 cochenilles/plant que sur la densité de 25 cochenilles/plant, et, permet de limiter significativement la multiplication des colonies deP. manihoti constituées d'adultes et de larves néonates, et de réduire significativement les effectifs de cochenilles composées de 2^e et 3^e stades larvaires. Pour les deux espèces de coccinelles, les lachers effectués avec un rapport proie-prédateur de 3 cochenilles pour 1 larve de coccinelle (3/1) ont une influence plus grande sur la réduction des effectifs de cochenilles que ceux réalisés avec un rapport de 7/1. Ce résultat est cependant plus marqué chezE. flaviventris. Pour tous les paramètres étudiés, la coccinelle exotiqueH. raynevali maintient les densités deP. manihoti à des niveaux numériques inférieurs à ceux obtenus avec l'espèce indigèneE. flaviventris. Les résultats sont comparés à ceux obtenus en parcelles au Congo. L'utilisation des larves de coccinelles dans la perspective d'une lutte biologique contre la cochenille du manioc est évoquée en discussion.      

Bioaccumulation de trois insecticides organochlores (Lindane,Dieldrine et DDT) et des PCB chez plusieurs especes de fourmis [Hymenoptera-formicidae] en Belgique

Résumé L'étude de l'impact de 3 insecticides organochlorés (lindane, dielrine et DDT) et des PCB sur 5 espèces de fourmis abondamment représentées en Belgique montre qu'en région wallonne, la contamination des fourmis par ces toxiques est générale, mais reste faible quel que soit le milieu considéré. En moyenne, l'ordre de grandeur est de 20 ppb pour le lindane, 4.4 ppb pour la dieldrine, 13.4 ppb pour le pp'DDE, 11.7 ppb pour l'op'DDD, 15,6 ppb pour le pp'DDE (3 métabolites du DDT) et de 200 ppb pour les PCB. Les résultats obtenus ne montrent pas de relation entre le degré de contamination des ouvrières et celui du matériau de construction du nid. De plus, les concentrations en insecticides et en PCB des fourmis et des matériaux de construction des nids ne sont pas significativement différentes dans les milieux agricoles et forestiers.      

Correlazione Tra Corredo Cromosomico e Dimensioni Delle Microspore Nella Tassonomia Botanica. Spettro Genetico dei Pollini

Resumé

Corrélation entre le nombre des chromosomes et les dimensions des microscopores dans la taxonomie botanique. spectre génétique pollinique.

Le concept de proportion domine dans la nature vivante. L'intéraction du noyau et du cytoplasme détermine sur le volume de ce dernier et en conséquence sur la cellule à l'état jeune, une régulation des dimensions cellulaires.

Non seulement la forme des divers pollens, mais aussi leurs dimensions (en tenant compte des fluctuation possibles), constituent des caractères qui peuvent avoir une importance taxonomique, tant par eux memes que par le fait d'etre mis en rapport avec les nombres des chromosomes.

On a déjà constaté que le numéro diploïde 24 est le plus fréquent, soit dans le règne animal que dans le régne végétal et que les numéros diploïdes compris entre 12 et 32 sont plus fréquents dans les plantes, que les autres numéros. Corrélativement l'A. a constaté que le diamètre équatorial le plus fréquent dans les pollens est celui de 23–25 microns; suivent, avec des fréquences décroissantes, les mesures 16–14–18–32–12 etc. microns.

De même, tandis que les numéros diploïdes éleves (2a = 100–200) sont très rares dans les plantes, les espéces avec des pollens à grains volumineux sont elles aussi en nombre très réduit.

Parmi les Convolvulacées, au nombre chromosomique diploïde 2n = 14 de Cuscuta europaea correspondent des microspores de 18–25 μ à 2n = 50 de Convolvulus arvensis, microspores de 50–70 μ, tandis que les Ipomées ayant un nombre élevé de chromosomes (2n = 60, 2n = 90 ca.) ont des grains de pollen d'un diamètre de 150–210 microns. Parmi les Nyctaginacées, le genre Bougainvillea (2n=20) a des pollens de petites dimensions dont le diamètre equatorial est de 30–40 microns, tandis que le genre Mirabilis (2n = 58) a des graines de pollens de grandes dimensions, de 160–226 microns de diamètre.

Bien d'autres exemples de corrélation semblables, appartenant à plusieurs genres et families de plantes, peuvent être cités, sur la base de l'examen des pollens de plus de 1000 espèces.

Si des espèces de proche parenté et semblables au point de vue de la taxonomie, diffèrent entre elles par le nombre des chromosomes respectifs, elles diffèrent aussi quant aux dimensions des pollens.

Le cardinal diamétrique equatorial des grains de pollens des espèces vraisemblablement élémentaires et de leurs variétés est souvent très proche du cardinal chromosomique diploïde des entités respectives; il est quelquefois un des ses multiples, très rarement un sous-multiple.

Tandis que la proportionalité entre les dimensions des grains de pollen et le nombre des chromosomes est fréquente dans les espèce élémentaires, elle nè se rencontre pas dans beaucoup d'autre cas, à cause de l'interférence de la polyploïdie. Dans les Cucurbitacées, aux pollens avec grains de 20 et 22 μ (Bryonia dioica, Momordica charantia) correspondent 2n = 20 et 2n = 22 respectivement; tandis que dans les espèces à gros grains de pollens (Cucurbita pepo: 170 μ; Cucumis sativus: 72–76 μ) ont a trouvé jusqu'à present: 2n = 40,42 (80) et 2n = 14,28 respectivement.

Une des manifestations de la polyploïdie, est la présence dans les pollens de macro-grains, de grains abortifs, de sillons et de pores aberrants, en somme de grains atypiques par leur forme et parfois aussi par leur coleur, présence qui, outre à indiquer l'origine hybride, peut, dans certains cas, inciter à faire des recherches sur les parents supposés et à tirer un plus grand parti de ces caractères.

Dans bien de cas il est possible de dessiner les spectre des pourcentages selon lesquels les différentes entités on concouru à la constituion de la variété ou de la cultivar.

L'A. propose d'appeler un tel diagramme: spectre génétique pollinique. [Agrave] le définir concourent aussi bien les différences morphologiques et microchimiques, que le pourcentage des grains physiologiquement inactifs (abortifs).

La biométrie est très utile dans l'interprétation des préparations microscopiques hétérogènes des allopolyploïdes.     

Caractérisation pollinique des miels français de Lavande: premiers résultats

Ce travail a pour but de préciser les données en pollens de lavande dans des miels français permettant l'attribution de l'appellation et de mettre en évidence des taxons ou groupes de taxons susceptibles de diflérencier les zones de production. Les résultats obtenus montrent que les valeurs en pourcentage des grains de pollen de lavande/lavandin ne sont pas à prendre comme critère d'appellation de miel de cru. Les données en quantité absolue permettent seulement de donner des indications: une valeur seuil de 50 grains de pollen de lavande/lavandin par 10 g est proposée comme condition nécessaire (mais non suffisante) pour l'attribution de la qualité miel monofloral. Les miels de ce cru présentent des spectres polliniques homogènes caractérisés par 29 taxons présents dans plus de 80% des échantillons. Leur caractère méditerranéen est bien représenté soit par des pollens habituellement rencontrés dans ces zones de production, soit par taxons dont la répartition est strictement méditerranéenne mais sont présents dans les áchantillons de façon aléatoire. De nouveaux taxons ont pu être déterminés pour des miels de la France continentale (Cytinus, type Anthyllis, Amorpha, Aphyllantes, Coronilla type scorpioides, type Corrigiola et Diospyros).

Pollen analyses were carried out on 36 samples from the two french lavender honey production areas (Drôme and Alpes de Haute Provence). The quantitative results show a very low number of Lavandula sp. pollen grains per 10 g (50–250). The percentage on total Lavandula pollen countings is likewise very low (about 5%). The pollen spectra for the main taxa do not show differences between the two areas. However the mediterranean flora appears clearly in both areas. New identifications, for the south of France, were found.     

Dynamique des populationsd'un ravageur des pins:Pissodes notatus F. [Col.: Curculionidae] II. — Rôle du parasitisme

Résumé L'étude examine l'influence du cortège parasitaire dans la dynamique des populations deP. notatus dans une forêt de pin maritime du sud-ouest de la France. De 1968 à 1977, le niveau du parasitisme apparent total à l'émergence a varié, mais est resté le plus souvent compris entre 20 et 30%. Les parasito?des les plus abondants appartenant aux genresEubazus etCoelo?des se sont montrés densito-dépendants par rapport à leur h?te et le rapport entre leurs effectifs respectifs est resté assez constant au cours des 10 années d'observation. Un calcul basé sur l'évolution théorique des populations deP. notatus au vours de leur développement a permis d'estimer qu'en moyenne 16% seulement des charan?ons étaient détruits chaque année par l'ensemble des parasito?des alors que dans cet habitat le taux de parasitisme annuel moyen à l'émergence a été de 0,28.      

Les possibilités de l'application des germes pathogènes dans la lutte contre les chenilles défoliatrices

Résumé L'utilisation des germes pathogènes est une solution du problème de la sélectivité. Des solutions concurrentes existent avec certains pesticides chimiques. L'utilisation des germes pathogènes est donc envisagée d'une manière pragmatique en négligeant les problèmes de recherches fondamentales. Pour cette raison les mycoses et les protozoonoses ne sont pas retenues. Les viroses offrent un exemple de la plus grande spécificité d'action. L'application des virus d'insectes a été surtout développée en sylviculture. Une grande difficulté est la multiplication des virus sur organismes vivants. Les bactérioses peuvent être seules retenues pour l'agriculture et l'arboriculture intensives: elles ont un spectre d'action assez étendu mais suffisamment sélectif; les bactéries qui nous intérresent peuvent être multipliées industriellement. Le statut deBacillus thuringiensis Berliner et les propriétés des préparations commerciales ont fait l'objet de développements récents. Dans une revue critique des applications de ces préparations en arboriculture fruitière, on considère d'abord le cas des Mineuses et des Tordeuses. Presque toutes ces chenilles sont susceptibles àB. thuringiensis. Mais la difficulté d'utilisation des préparations est de nature éthologique. De bons résultats sont obtenus au Canada contreArgyrotaenia et en U.R.S.S. contreHyponomcuta. En U.R.S.S. on utilise des produits mixtes à concentration réduite (0,5%) de préparation bactérienne et à concentration extrêmement faible (0,002%) de D.D.T. Les résultats contre le Carpocapse sont négatifs. Les résultats contre les chenilles défoliatrices sont très satisfaisants: en Hollande et au Canada contreMalacosoma; au Canada contre les Géométrides,Operophtera etAlsophila espèces très susceptibles àB. thuringiensis, à la dose de 1 à 2 pounds de préparation (titrant 30×10⁹ spores viables par gramme) pour 100 gallons, soit environ, 1,5%; en France, ces résultats sont confirmés. En conclusion, l'utilisation en verger des prépararations commerciales deBacillus thuringiensis doit être ?intégrée? dans un programme général de protection comprenant à la fois les traitements chimiques et les méthodes culturales. De tels programmes sont actuellement expérimentés dans certains vergers de Pommiers par l'I.P.O. et le T.N.O. en Hollande.     

Contribution a l’étude des facteurs de pathogénie deRickettsiella melolonthae a l’égard du hanneton commun [Melolontha melolontha L.]

Le rôle des principaux facteurs susceptibles de déclencher ou de favoriser la rickettsiose chez les larves du Hanneton commun a été étudié en essais de laboratoire, par élevage individuel de lots de 20 ou 25 vers blancs contaminés soit par injection intrac?lomique, soit par injection intra?sophagienne, soit par ingestion libre. Les trois stades larvaires présentent une sensibilité analogue à l’infection, bien que les larves du premier stade soient davantage sujettes à une mortalité autre que celle causée directement par la prolifération des rickettsies. La mue des insectes atteints est retardée mais leur métamorphose n’est pas inhibée en cas d’infection en fin de vie larvaire. Les tissus de l’adulte permettent la multiplication du micro-organisme, ce qui entraîne la mort des insectes parfaits. Aussi les chances de transmission à la descendance sont faibles. Par injection un seul élément est capable de provoquer la maladie et il en suffit d’un nombre relativement restreint à la suite d’une ingestion forcée dans l’intestin antérieur. Par contamination du substrat, il n’y a pas de relation directe entre la dose de germes et les cas de maladies, ceux-ci sont les plus nombreux pour une dose moyenne, de l’ordre de 1 L₃ malade par litre de substrat. Un inoculum trop important provoque une mortalité de type bactérien, à la suite de processus d’enchaînement de maladies, liées vraisemblablement à l’action de toxines. Ces phénomènes sont d’autant plus fréquents que les larves sont plus jeunes, donc plus fragiles, ou que les conditions sont moins favorables: température trop élevée par exemple. La température et la nature du sol, dans les limites supportables par les larves du Hanneton, n’ont pas d’influence marquée. L’importance de l’état physiologique de l’hôte et des possibilités de conservation des rickettsies dans le sol est discutée.     

Analyse,dans deux types d'olfactomètres,du comportement de quête des femelles deDiadromus pulchellus en présence d'odeurs du phytophage-hôte et du végétal attaqué ou non

Résumé Le comportement de quête des femelles deDiadromus pulchellus Wesmael ou comportement locomoteur impliqué dans la recherche des chrysalides de l'h?teAcrolepiopsis assectella Zeller, lépidoptère inféodé auxAllium L., est étudié en présence de différentes odeurs issues des chrysalides-h?tes, du poireau consommé par les larves du phytophage et de certains allélochimiques soufrés volatils desAllium. Les deux composantes de ce comportement, la locomotion et l'attraction, sont analysées à deux vitesses d'air différentes dans deux types d'olfactomètres tubulaires, l'un à flux d'air continu et l'autre, plus grand, avec des jets d'air alternativement purs et odorants. La locomotion des femelles est analogue avec ou sans flux d'air. Quel que soit l'olfactomètre et la vitesse d'air utilisée, cette activité est stimulée quand l'air véhicule l'odeur des limbes attaqués et/ou des fécès larvaires. Il en est de même avec deux allélochimiques soufrés testés, les disulfure et thiosulfonate de dipropyle, et avec l'acétate d'éthyle présent aussi dans lesAllium. Par ailleurs, l'odeur des larves de dernier stade accro?t la locomotion des femelles alors que celle des jeunes nymphes est sans effet quel que soit l'olfactomètre utilisé. L'attraction ne se manifeste que si le flux d'air est présenté soit par jets brefs alternativement pur et odorant, soit en continu mais une vitesse minimale est alors nécessaire. Dans ces conditions une chémoanémotaxie appara?t chez les femelles seulement avec l'odeur du poireau attaqué et avec les allélochimiques soufrés desAllium. Particulièrement, le thiosulfinate de dipropyle aurait un r?le primordial dans la réponse chémoanémotactique du parasito?de, comme cela a déjà été montré chez les adultes du phytophage-h?te. Une anémotaxie existe également chez les femelles. Elle est d'autant plus marquée que la vitesse du flux d'air pur est élevée. Le r?le de celle-ci dans le comportement de quête ainsi que celui de la chémoanémotaxie et de la stimulation de la locomotion par les odeurs liées au végétal consommé par l'h?te est discuté.

---

Summary The behaviour of females of the entomophagous waspDiadromus pulchellus Wesmael, during their search for larvae of the mothAcrolepiopsis assectella Zeller, a specialist feeder onAllium L. species, was studied. Parasitoid movement and attraction were observed at 2 different air speeds in 2 tubular olfactometers. Air flow was continuous in the smaller olfactometer but was presented as pulsed puffs of clean and then odorous air in the larger olfactometer. The odours from damagedAllium plants, from the feedingAcrolepiopsis larvae, and from certain volatile sulphur chemicals present inAllium species were tested.Diadromus movement was similar in still or moving clean air, but increased when the air flow contained odours from leaves with or without larval frass, from feeding larvae and from ethyl acetate, dipropyl disulfide and propyl propane thiosulfonate. Young larvae within cocoons did not increase parasitoid locomotion. A chemoanemotaxis was observed only when the odours were presented in moving air. Female attraction occurred only to the odours from damaged leeks, dipropyl disulfide, propyl propane thiosulfonate and propyl propane thiosulfinate. This last chemical is also the most important in initiating chemoanemotaxis by adultA. assectella. The roles of kineses, anemotaxis and chemoanemotaxis are discussed in the search behaviour ofDiadromus.

     

Environmental stimulants to asexual reproduction in the planarian,Dugesia dorotocephala

Studies of environmental factors that stimulate asexual reproduction in the planarian,Dugesia dorotocephala (Woodworth), feeding onCulex pipiens quinquefasciatus Say revealed that unchlorinated well and irrigation waters were superior to buffered aqueous media for fission. Constant darkness also was superior to constant light; although, a 12/12-hr photoperiod also allowed good asexual reproduction. Fluctuating dissolved oxygen levels between 3 and 8 ppm apparently stimulated fission. A coarse gravel substrate was superior to smooth plastic. Daily temperature increases of 0.8°C/day between 22.5° and 28.9°C also stimulated fission. Fission rates decreased with increased densities ofD. dorotocephala in unfiltered aquaria, contrary to earlier results obtained in filtered aquaria. The addition of the ostracods,Cypridopsis vidua (Müller) andPhysocypria pustulosa Sharpe, to a diet of mosquito larvae increased fission. Brine shrimp (Artemia sp.) and red tubifex worms (Tubifex sp.) were not as suitable as mosquito larvae for food, apparently because the planaria had difficulty capturing these prey.D. dorotocephala was tolerant of salinities between 250–1,000 ppm, but feeding activity was impaired above and below this range. Mechanical sectioning of individuals was not a practical method for mass production; although if sectioning were coupled with media filtration, some reproductive acceleration might result.

---

Résumé Les études sur les facteurs de l'environnement qui stimulent la reproduction asexuée chez la planaire,Dugesia dorotocephala (Woodworth), se nourrissant deCulex pipiens quinquefasciatus Say ont mis en évidence que les puits d'eau ordinaires et les eaux d'irrigation sont supérieurs à d'autres milieux aqueux pour la division; et que le noir total est supérieur à la lumière totale bien qu'une photopériode de 12/12 soit aussi un optimum. Des niveaux variables d'oxygène dissous entre 3 et 8 ppm semblent stimuler la reproduction. Un substrat de gros gravier est supérieur à une surface de plastique lisse et des augmentations quotidiennes de température de 0,8°C/jour entre 22,5° et 28,9°C ont stimulé la partition. La fréquence de multiplication a été diminuée par l'augmentation de la densité enDugesia dans les aquariums non-filtrés, contrairement aux résultats antérieurs dans les aquariums filtrés. L'addition des ostracodes,Cypridopsis vidua (Müller) etPhysocypria pustulosa Sharpe à un régime alimentaire à base de larves de moustiques a augmenté la reproduction. Les crevettes de saumure,Artemia sp., et les vers rougesTubifex sp., ne conviennent pas autant que les larves de moustiques comme aliment, à cause des difficultés, semble-t-il, de capture de ces proies.D. dorotocephala a supporté des salinités entre 250–1,000 ppm, mais l'activité alimentaire a été diminuée au-dessus et audessous de ces extrêmes. Le sectionnement mécanique des individus n'est pas une méthode pratique pour une production massive, bien que, associé à une filtration, il soit possible d'obtenir une accélération de la reproduction.

---

---

Research partially supported by funds from a special appropriation for mosquito research authorized by the California State Legislature during 1975.     

CARACTÉRISTIQUES DE LA REPRODUCTION DE MACHAERIDIA BILINEATA DANS UNE SAVANE DE CÔTE D'IVOIRE

A partir de dissections systématiques de femelles capturées sur le terrain, une étude des caractéristiques de la reproduction de Machaeridia bilineata Stål a été réalisée dans les savanes de Lamto (Côte d'Ivoire), complétée par quelques données en provenance de Ouango-Fitini. Cet acridien univoltin, une des espèces dominantes de Lamto, passe la saison sèche au stade d'imago immature. Le dépôt du vitellus commence dans les ovocytes vers la mi-février, soit près de 2 mois après les mues. Au cours de sa vie, une femelle ne pond en moyenne qu'une fois et demi à deux fois, mais avec un taux de réussite de 95%. Chaque femelle produit alors de 15 à 20 ?ufs. Une des caractéristiques de cette espèce est la rétention des ovocytes dans les calices avant la ponte. A Ouango-Fitini, les phénomènes sont décalés de 5 à 6 semaines par rapport à Lamto. Il n'y a pas de lien entre le début de la maturation sexuelle et le passage des feux. Pour la période d'étude, il existe une relation avec l'arrivée des premières pluies, mais les limites de ce synchronisme restent à préciser.     

BIOMETRIC METHODOLOGY

I. Lobach, R. J. Carroll, C. Spinka, M. H. Gail, and N. Chatterjee 673 Haplotype‐Based Regression Analysis and Inference of Case‐‐Control Studies with Unphased Genotypes and Measurement Errors in Environmental Exposures Il est maintenant établi que le risque de développer une maladie dite complexe est sous l’influence conjointe de facteurs de susceptibilité génétiques, de facteurs d’exposition environnementaux et de leurs interactions potentielles. Chatterjee et caroll (2005) ont développé une méthode efficace de maximum de vraisemblance rétrospectif pour l’analyse des études cas‐témoins qui fait l’hypothèse d’indépendance des effets génétiques et environnementaux et qui autorise une distribution totalement non paramétriques des covariables environnementales. Spinka et al (2005) ont étendu cette approche aux études où certains types d’information, comme les phases haplotypiques, sont manquantes chez certains individus. Nous étendons cette approche aux situations où certaines exposition environnementales sont mesurées avec erreur. A l’aide d’un modèle de régression logistique polychotomique, nous permettons au statut maladie d’avoir K+1 niveaux. Nous proposons d’utiliser une pseudo‐vraisemblance and un algorithme EM associé pour l’estimation des paramètres. Nous démontrons leur consistance et dérivons la matrice de covariance asymptotique des estimations des paramètres lorsque la variance de l’erreur de mesure est connue et lorsqu’elle est estimée à l’aide de réplications. Les inférences avec des corrections de l’erreur de mesure sont compliquées par le fait que le test de Wald à des propriétés non satisfaisantes en présence d’un large nombre d’erreurs de mesure. Les techniques du rapport de vraisemblance sont connues pour être une alternative satisfaisante. Cependant, les tests du rapport de vraisemblance ne sont pas techniquement corrects dans cette situation car la fonction de vraisemblance est fondée sur un modèle incorrect, i.e. un modèle prospectif dans un schéma d’échantillonnage rétrospectif. Nous corrigeons les résultats asymptotiques standards pour prendre en compte le fait que le test du rapport de vraisemblance est fondé sur une fonction apparentéà la vraisemblance. Les performances de la méthode proposée sont illustrées avec des études de simulation dans le cas où l’information génétique est de type haplotypique et que les données manquantes viennent d’une ambigüité de phase lors de la reconstruction de ces haplotypes. Enfin, nous appliquons notre méthode à une étude d’association cas‐témoins entre la prise de calcium et le risque d’adénome colorectal. B. Mukherjee and N. Chatterjee 685 Exploiting Gene‐Environment Independence for Analysis of Case‐‐Control Studies: An Empirical Bayes‐Type Shrinkage Estimator to Trade‐Off between Bias and Efficiency L’analyse prospective habituelle de données de type cas‐témoin par la régression logistique conduit souvent à des estimateurs très imprécis des interactions gènes‐environnement, en raison du faible nombre de cas ou de témoins pour des croisements génotype‐exposition. Par contraste, sous l’hypothèse d’indépendance gène‐environnement, par les méthodes actuelles rétrospectives, y compris l’approche «cas seulement », on peut estimer les paramètres d’interaction de manière beaucoup plus précise, mais on peut avoir un biais important lorsque l’hypothèse sous‐jacente d’indépendance gène‐environnement n’est pas respectée. Dans cet article, nous proposons un nouvel estimateur de type Bayésien empirique pour analyser des données cas‐témoin, permettant d’assouplir l’hypothèse d’indépendance gène‐environnement en s’appuyant sur les données. Dans le cas particulier d’un gène binaire et d’une exposition binaire, la méthode conduit à un estimateur du paramètre log odds‐ratio de l’interaction sous forme simple explicite, correspondant à une moyenne pondérée des estimateurs usuels « cas seulement » et cas‐témoin. Nous décrivons également une méthode générale pour l’obtention du nouvel estimateur et de sa variance dans le schéma rétrospectif au maximum de vraisemblance proposé par Chatterjee et Carroll (2005). Des simulations et des exemples sur données réelles montrent que l’estimateur proposé marque bien l’équilibre entre le biais et l’efficacité selon la réelle association gène‐environnement et la taille d’échantillon pour une étude donnée. Z. Cai, M. Kuroki, J. Pearl, and J. Tian 695 Bounds on Direct Effects in the Presence of Confounded Intermediate Variables Cet article traite le problème de l’estimation de l’effet directement attribuable au traitement (average controlled direct effect : ACDE) dans l’analyse d’un critère final, lorsque des facteurs de confusion non mesurés adviennent entre la mesure d’une variable intermédiaire et ce critère final. En effet, même lorsque ces facteurs de confusion ne perturbent pas l’estimation de l’effet total (qui est alors identifiable), ils rendent non identifiable l’effet direct attribuable au traitement. Kaufman et coll. (2005) ont utilisé un logiciel de programmation linéaire pour trouver les minimum et maximum des valeurs possibles de l’ACDE pour des données numériques particulières. En utilisant la méthode de programmation linéaire symbolique de Balke–Pearl (1997), nous dérivons ici des formules analytiques pour les limites supérieure et inférieure de l’ACDE sous diverses hypothèses de monotonie. Ces valeurs‐limites sont toujours valides. Dans le domaine de la recherche clinique, elles permettent d’évaluer, de façon abordable en termes de calcul, l’effet directement attribuable au traitement. Elles permettent ainsi d’éclairer l’expérimentateur sur le sens dans lequel s’exerce l’effet attribuable au traitement, ainsi que sur la précision des estimations. T. J. VanderWeele 702 The Sign of the Bias of Unmeasured Confounding Les variables de confusion non mesurées constituent un problème fréquent lorsqu’on veut faire de l’inférence dans des études observationnelles. Nous proposons un théorème qui permet, dans certaines circonstances, de tirer des conclusions sur le signe du biais généré par une variable de confusion non mesurée. Plus précisément, il est possible de déterminer le signe du biais quand il existe des relations monotones d’une part entre la variable de confusion non mesurée et le traitement et, d’autre part, entre la variable de confusion non mesurée et le critère de jugement. Les conditions d’application du théorème sont discutées ainsi que les avantages et les inconvénients liés à son utilisation pour déterminer le sens du biais de la confusion non mesurée. M. Zhang, A. A. Tsiatis, and M. Davidian 707 Improving Efficiency of Inferences in Randomized Clinical Trials Using Auxiliary Covariates L’objectif premier d’un essai clinique randomisé est de comparer deux traitements ou plus. Par exemple, dans un essai à deux bras avec une réponse continue, on peut s’intéresser à la différence des moyennes; avec plus de deux traitements, la comparaison peut être basée sur des différences appariées. Avec des réponses binaires, des odds ratio appariés ou des log odds ratio peuvent être utilisés. En général, les comparaisons peuvent être basées sur des paramètres ayant un sens, dans un modèle statistique pertinent. Des analyses standards pour l’estimation et les tests dans ce contexte, sont typiquement basées sur les données collectées de la réponse et du traitement seulement. Dans beaucoup d’essais, une information sur une covariable auxiliaire peut également être disponible et il est intéressant d’exploiter ces données pour améliorer l’efficacité des inférences. En prenant une perspective de théorie semi‐paramétrique, nous proposons une approche largement applicable à l’ajustement de covariables auxiliaires pour obtenir des estimateurs plus efficaces et des tests pour les paramètres de traitement dans l’analyse d’essais cliniques randomisés. Des simulations et des applications démontrent la performance des ces méthodes. C. J. Lloyd 716 A New Exact and More Powerful Unconditional Test of No Treatment Effect from Binary Matched Pairs Nous considérons le problème du test de la différence des probabilités du succès de paires binaires couplées. Commençant par trois tests standard inexacts, le paramètre de nuisance est d’abord estimé et ensuite la dépendance résiduelle éliminée par maximisation, produisant ce que j’appelle la p‐valeur de E+M. On montre que cette p‐valeur, basée sur la statistique de McNemar, est numériquement supérieure aux suggestions précédentes, y compris les p‐valeurs partiellement maximisées telles qu’elles sont décrites dans Berger et Sidik (2003). La dernière méthode cependant peut avoir des avantages du point de vue des calculs pour de grands échantillons. G. Wei and D. E. Schaubel 724 Estimating Cumulative Treatment Effects in the Presence of Nonproportional Hazards Souvent, dans les études médicales portant sur le délai d’apparition d’un événement, l’effet traitement n’est pas constant au cours du temps. Dans le cas du modèle de Cox, la solution la plus fréquente est d’utiliser un modèle qui suppose que soit l’effet traitement est constant par intervalle, soit qu’il varie lentement au cours du temps (le modèle de Cox à risques non proportionnels). Cette approche a au moins deux limitations majeures. Premièrement, il est généralement difficile d’évaluer si la forme du paramètre choisi pour l’effet traitement est correct. Deuxièmement, en présence de risques non proportionnels, les investigateurs sont habituellement plus intéressés par l’effet traitement cumulé plutôt que par l’effet traitement instantané (c’est‐à‐dire déterminer si et quand les fonctions de survie se croisent). Par conséquent, nous proposons un estimateur pour l’effet global du traitement en présence de risques non proportionnels. Notre estimateur est fondé sur le risque de base cumulé estimé sous un modèle de Cox stratifié. Aucune hypothèse n’est nécessaire quant à la forme de la fonction concernant l’absence de proportionnalité. Les propriétés asymptotiques des estimateurs proposés sont déduites, et les propriétés dans le cas d’échantillons de taille finie sont évaluées par des simulations. L’estimation et les intervalles de confiance de l’estimateur peuvent être calculés simultanément. La méthode proposée est appliquée à des données provenant du registre national des rejets d’organes canadien. B. R. Logan, J. P. Klein, and M.‐J. Zhang 733 Comparing Treatments in the Presence of Crossing Survival Curves: An Application to Bone Marrow Transplantation Dans certaines études cliniques comparant des traitements en terme de courbes de survie, les chercheurs peuvent anticiper que les courbes de survie se croiseront à un certain point, aboutissant à s’intéresser à la comparaison de la survie à long terme. Cependant, la simple comparaison des courbes de survie à un point donné peut être inefficace, et l’utilisation d’un test du log‐rank pondéré peut être trop sensible aux différences initiales dans la survie. Nous formulons le problème comme celui de tester les différences des courbes de survie après un temps pré‐spécifié, et proposons une variété de techniques pour tester cette hypothèse. Nous étudions ces méthodes en utilisant des simulations et les illustrons sur une étude comparant la survie pour des transplantations autologues et allogéniques de moelle. R. Song, M. R. Kosorok, and J. Cai 741 Robust Covariate‐Adjusted Log‐Rank Statistics and Corresponding Sample Size Formula for Recurrent Events Data Des évènements récurrents se rencontrent fréquemment dans les essais cliniques. Cet article développe des statistiques robustes du log‐rank ajustées pour des covariables, appliquées à des évènements récurrents en nombre arbitraire avec censure indépendante et la formule de taille d’échantillon correspondante. Les tests du log‐rank proposés sont robustes pour différents procédés de génération de données et ajustés pour des covariables prédictives. Ils se ramènent au cadre développé par Kong et Slud (1997) dans le cas d’un événement unique. La formule de taille d’échantillon repose sur la normalité asymptotique des statistiques du log‐rank ajustées pour des covariables sous certaines alternatives locales et sous un modèle pour les covariables au baseline dans le contexte d’évènements récurrents. Quand la taille de l’effet est petite et quand les covariables au baseline n’apportent pas une information significative sur les temps de survenue, elle se ramène à la même forme que celle de Schoenfeld (1983) dans les cas d’un événement unique ou de temps de survenue indépendants pour un sujet. Nous réalisons des simulations pour étudier le contrôle de l’erreur de type I et pour comparer la puissance de plusieurs méthodes sur des échantillons finis. La formule de taille d’échantillon proposée est illustrée à partir des données d’un essai de la rhDNase. J. D. Nielsen and C. B. Dean 751 Clustered Mixed Nonhomogeneous Poisson Process Spline Models for the Analysis of Recurrent Event Panel Data Un modèle semi paramétrique flexible pour analyser des données de comptage longitudinales provenant de mélanges est présenté. Les données de comptage en panel se réfèrent ici à des données de comptage sur des évènements récurrents collectés comme le nombre d’évènements qui sont arrivés durant une période de suivi spécifique. Le modèle suppose que les comptages pour chaque sujet sont générés par des mélanges de processus de Poisson non homogènes avec des fonctions d’intensité lissées modélisées par des splines pénalisés. Les effets des covariables dépendant du temps sont aussi incorporés dans le modèle dans l’intensité du processus en utilisant les fonctions splines. Des mélanges discrets de ces modèles splines de processus non homogènes de Poisson extraient l’information fonctionnelle provenant des grappes sous‐jacentes représentant les sous populations cachées. La motivation de ce travail est une expérience pour tester l’efficacité de phéromones en interrompant le processus d’accouplement de papillons tortriciae de l’écorce du cerisier. Les papillons matures proviennent de sous populations cachées mais distinctes et on s’intéressait au contrôle des réponses des sous populations. Des effets aléatoires intra‐grappes sont utilisés pour prendre en compte les structures de corrélation et l’hétérogénéité communes à ce genre de données. Une approche pour faire de l’inférence par équations d’estimation, requérant seulement des hypothèses faibles, est développée et les propriétés à distance finie des fonctions d’estimation proposées sont étudiées empiriquement par simulation. R. M. Elashoff, G. Li, and N. Li 762 A Joint Model for Longitudinal Measurements and Survival Data in the Presence of Multiple Failure Types Dans ce papier, nous étudions un modèle conjoint pour des mesures longitudinales et des données de survie à risques compétitifs. Notre modèle conjoint fournit une approche souple pour prendre en compte les données manquantes possiblement non ignorables dans les mesures longitudinales dues aux sorties d’étude. Il s’agit aussi d’une extension des modèles conjoints précédents avec un seul type d’événements, offrant une voie possible pour modéliser les événements censurés informativement comme un risque compétitif. Notre modèle consiste en un sous‐modèle linéaire à effets mixtes pour le critère longitudinal et un sous‐modèle de fragilitéà risques proportionnels cause spécifique (Prentice et al., 1978, Biometrics 34, 541–554) pour les données de survie à risques compétitifs, liés l’un à l’autre par des effets aléatoires latents. Nous proposons d’obtenir les estimations du maximum de vraisemblance des paramètres par un algorithme EM et d’estimer leurs écarts‐types en utilisant une méthode de vraisemblance profilée. La méthode développée fonctionne bien dans nos études de simulation et est appliquée à un essai clinique sur les atteintes pulmonaires de la sclérodermie. S. Goetgeluk and S. Vansteelandt 772 Conditional Generalized Estimating Equations for the Analysis of Clustered and Longitudinal Data Un problème commun et important dans des plans d’échantillonnage en grappes est que l’effet des expositions intra‐grappes (c’est‐à‐dire des expositions qui varient dans les grappes) sur le résultat peut être confondu avec des facteurs mesurés ou non des facteurs du niveau de la grappe (c’est‐à‐dire des mesures qui ne changent pas à l’intérieur des grappes). Quand certains résultats sont malades/non expliqués, l’estimation de cet effet par l’intermédiaire de modèles de moyenne de la population ou de modèles à effets aléatoires peut introduire un biais. Nous adaptons ce fait en développant une théorie générale de l’analyse de données en grappes qui permet une estimation convergente et asymptotiquement normale des effets (CAN) des expositions intra‐grappes en présence des niveaux de confusion du niveau de grappe. Des estimateurs efficaces semi‐paramétriques sont obtenus en résolvant les équations d’estimation conditionnelles généralisées (CGEE). Nous comparons cette approche à une proposition populaire de Neuhaus et Kalbfleisch (1998) qui séparent l’effet d’exposition en composantes intra‐grappes ou entre grappes à l’intérieur d’un modèle aléatoire avec une constante. Nous constatons que cette dernière approche fournit des estimateurs convergents et efficaces quand le modèle est linéaire, mais qu’elle est moins flexible en termes de spécification de modèles. Avec des modèles non‐linéaires, cette approche peut aboutir à des estimateurs non convergents et inefficaces, bien que le biais reste faible dans la majorité des cas pratiques. Y. Ma, W. Tang, C. Feng, and X. M. Tu 781 Inference for Kappas for Longitudinal Study Data: Applications to Sexual Health Research De nombreuses recherches comportementales, médicales, psycho‐sociales ou de santé utilisent des mesures de la fiabilité des instruments ou de la concordance entre juges pour évaluer les propriétés psychométriques de leurs instruments, le niveau de consensus en matière de diagnostic médical, ou la fiabilité d’une variable de substitution. L’indice de concordance le plus fréquemment utilisé pour des réponses catégorielles est le coefficient kappa de Cohen. Aujourd’hui, dans de nombreuses études, on observe des réponses corrélées, ce qui complique ou invalide l’inférence à partir des méthodes antérieures. En outre, les problèmes posés par les observations incomplètes sont particulièrement gênants dans les études longitudinales, de plus en plus nombreuses, et l’absence de méthodes adaptées entrave le développement des recherches. L’approche que nous présentons repose sur une nouvelle classe d’estimateurs des coefficients kappa qui prend en compte les difficultés que l’on rencontre dans les études longitudinales où interviennent plusieurs évaluateurs, en particulier celles liées aux observations incomplètes. Nous illustrons la méthode à partir de données réelles concernant le sexe et la santé. B. J. Reich and J. S. Hodges 790 Modeling Longitudinal Spatial Periodontal Data: A Spatially Adaptive Model with Tools for Specifying Priors and Checking Fit La perte d’attachement (AL) ou longueur sous la racine dentaire qui n’est plus attachée à l’os par le ligament parodontal est une mesure habituelle de la maladie parodontale. Dans cet article, nous développons un modèle spatio‐temporel de surveillance de la progression de l’AL. Notre modèle est une extension de l’a‐priori conditionnel autorégressif (CAR), qui lisse spatialement les estimations vers leurs voisins. Cependant, puisque l’AL présente souvent des accès de grandes valeurs dans l’espace et dans le temps, nous proposons un modèle spatiotemporel CAR non‐stationnaire qui permet au degré de lissage temporel et spatial de varier dans les différentes régions de la bouche. Pour celà, nous attribuons à chaque site de mesure d’AL son propre ensemble de paramètres de variance, et lissons les variances avec des a‐priori spatiaux. Nous suggérons une heuristique pour mesurer la complexité des variances site‐spécifiques, et nous l’utilisons pour sélectionner les a‐priori qui garantissent que les paramètres du modèle sont bien identifiés. Sur des données d’un essai clinique, le modèle améliore la qualité de l’ajustement par rapport au modèle usuel dynamique CAR pour 90 des 99 mesures d’AL. Y. Guan 800 A KPSS Test for Stationarity for Spatial Point Processes Nous proposons une méthode formelle pour tester la stationnarité d’un processus spatial ponctuel. La statistique de test proposée est basée sur l’intégrale des carrés des écarts entre les nombres d’événements observés et leur moyenne sous l’hypothèse de stationnarité. Nous montrons que la statistique de test obtenue converge en loi vers une fonctionnelle d’un mouvement brownien bidimensionnel. Pour appliquer le test, nous comparons la statistique calculée aux valeurs critiques à l’extrémité supérieure de cette fonctionnelle. Notre méthode suppose seulement une condition de dépendance faible pour le processus, mais ne requiert aucun modèle paramétrique pour cela. De la sorte, elle peut être appliquée à une large classe de modèles de processus spatiaux ponctuels. Nous étudions l’efficacité du test à la fois par des simulations et des applications à deux exemples sur données réelles où la non stationnaritéétait préalablement envisagée en se basant sur des aspects graphiques. Notre test confirme cette non stationnarité suspectée dans les deux cas. W. Zucchini, D. Raubenheimer, and I. L. MacDonald 807 Modeling Time Series of Animal Behavior by Means of a Latent‐State Model with Feedback Nous décrivons une famille de modèles adaptés aux séries temporelles de comportement nutritionnel animal. Les modèles incluent un état non observé pouvant être interprété comme l’état de motivation de l’animal, et un mécanisme pour donner cet état en retour du comportement observé. Nous discutons des méthodes d’évaluation et de maximisation de la vraisemblance d’une série observée de comportements, de l’estimation des paramètres, et de l’inférence pour la plus probable séquence d’états sous‐jacents. Nous indiquons plusieurs extensions de ces modèles, incorporant des effets aléatoires. Nous appliquons ces méthodes à l’analyse du comportement nutritionnel des chenilles Helicoverpa armigera, et nous démontrons ainsi le potentiel de cette famille de modèles dans l’étude des comportements. R. King and S. P. Brooks 816 On the Bayesian Estimation of a Closed Population Size in the Presence of Heterogeneity and Model Uncertainty Nous considérons l’estimation de la taille d’une population fermée, qui présente souvent un intérêt pour des populations animales sauvages, en utilisant une étude de capture‐recapture. L’estimation de la taille totale de population peut être très sensible au choix du modèle utilisé pour l’ajuster aux données. Nous considérons une approche bayésienne, dans laquelle nous considérons chacun des huit modèles plausibles originellement décrits par Otis et al. (1978) dans un contexte simple, incluant des modèles avec une composante individuelle d’hétérogénéité. Nous montrons comment nous pouvons obtenir une estimation moyenne de la population totale, incluant simultanément le paramètre et l’incertitude du modèle. Pour illustrer la méthodologie nous effectuons d’abord une étude de simulation et nous analysons deux ensembles de données où la taille de population est connue, avant de considérer un exemple réel concernant une population de dauphins du nord‐est de l’Ecosse. A. J. Branscum and T. E. Hanson 825 Bayesian Nonparametric Meta‐Analysis Using Polya Tree Mixture Models Un objectif habituel dans une méta‐analyse est l’estimation d’une mesure d’effet unique en utilisant les données de plusieurs études qui sont toutes dessinées pour traiter la même question scientifique. Parce que les études sont typiquement réalisées dans des lieux géographiquement dispersés, les développements récents dans l’analyse statistique des données de méta‐analyses impliquent l’utilisation de modèles avec effets aléatoires qui tiennent compte de la variabilité entre études attribuable aux différences d’environnement, de démographie, de génétique, et d’autres sources d’hétérogeneïté entre les populations. En se fondant sur la théorie asymptotique, les statistiques résumées propres à chaque étude sont modélisées selon des distributions normales représentant les vraies mesures d’effets latents. Dans un deuxième temps une approche paramétrique modélise ces mesures latentes au moyen d’une distribution normale, qui est uniquement une supposition commode dénuée de justification théorique. Pour éliminer l’influence de modèles paramétriques par trop restrictifs sur l’inférence, nous considérons une classe plus large de distributions pour les effets aléatoires. Nous développons un nouveau modèle de mélange d’arbres de Polya Bayesien non paramétrique et hiérarchique. Nous présentons une méthodologie pour tester un modèle de mélange d’arbre de Polya contre un modèle avec effets aléatoires normaux. Ces méthodes fournissent aux chercheurs une approche immédiate pour conduire une analyse de sensibilité de la normalité des effets aléatoires. Une application impliquant une méta‐analyse d’études épidémiologiques pour caractériser l’association entre la consommation d’alcool et le cancer du sein est présentée qui, alliée à des résultats issus de données simulées, met en lumière la performance des mélanges d’arbre de Polya en présence de non‐normalité des mesures d’effet dans la population d’origine. G. Massonnet, P. Janssen, and T. Burzykowski 834 Fitting Conditional Survival Models to Meta‐Analytic Data by Using a Transformation Toward Mixed‐Effects Models Les modèles à fragilité sont communément utilisés pour modéliser des survies sur données en ‘clusters’. Les approches classiques pour ajuster des modèles de fragilité sont basées sur la vraisemblance. Nous proposons une approche alternative dans laquelle le problème initial d'« ajustement d’un modèle de fragilité» est reformulé en le problème d’« ajustement d’un modèle linéaire mixte » grâce à l’utilisation d’un modèle de transformation. Nous montrons que le principe de transformation s’applique aussi aux modèles multivariés à odds proportionnels ainsi qu’aux modèles de risques additifs multivariés. Il permet de plus de faire le lien entre des méthodes séparées en ce sens qu’il fournit un moyen général d’ajuster des modèles conditionnels pour des données de survie multivariées en utilisant la méthodologie des modèles mixtes. Nous nous centrons sur les modèles à fragilité afin d’étudier les caractéristiques spécifiques de la méthode proposée. En nous basant sur une étude de simulation nous montrons que la méthode proposée produit une alternative correcte et simple pour l’ajustement de modèles à fragilité sur des données présentant un nombre suffisamment grand de classes et des tailles d’échantillons modérées à grande à l’intérieur de niveaux de sous‐groupes de covariables. La méthode proposée est appliquée à des données provenant de 27 essais randomisés sur des cancers colorectaux avancés, disponibles par l’intermédiaire du groupe de Meta‐Analyse du Cancer. R. A. Hubbard, L. Y. T. Inoue, and J. R. Fann 843 Modeling Nonhomogeneous Markov Processes via Time Transformation Les études longitudinales constituent un outil puissant pour représenter la progression des maladies chroniques. Ces études sont habituellement menées avec des patients examinés lors de visites périodiques, donnant ainsi des données de type panel. Dans ce schéma d’observation, les temps exacts de transitions entre les états de la maladie, et la séquence suivie des états de la maladie sont inconnus, et les modèles à base de processus de Markov sont souvent utilisés pour décrire la progression. La plupart des applications reposant sur les processus markoviens supposent l’homogénéité par rapport au temps, autrement dit que les taux de transition sont constants au cours du temps. Cette hypothèse n’est pas satisfaite lorsque les taux de transition dépendent du temps à compter du début de la maladie. Cependant, peu d’outils statistiques existent pour prendre en compte cette non‐homogénéité. Nous proposons des modèles dans lesquels l’échelle de temps d’un processus de Markov non‐homogène est transformée en une échelle de temps opérationnelle par rapport à laquelle le processus est homogène. Nous développons une méthode pour l’estimation jointe de la transformation de temps et de la matrice d’intensité de transition pour le processus homogène transformé. Nous établissons une estimation au maximum de vraisemblance utilisant l’algorithme du score de Fisher par des études de simulation, et nous comparons la performance de notre méthode par rapport à des modèles homogènes et des modèles homogènes par morceaux. Nous appliquons notre méthodologie à une étude sur la progression du délire dans une cohorte de receveurs de transplantation de cellules souche, et nous montrons que notre méthode identifie les tendances temporelles dans l’incidence du délire et dans la récupération. C. C. Drovandi and A. N. Pettitt 851 Multivariate Markov Process Models for the Transmission of Methicillin‐Resistant Staphylococcus Aureus in a Hospital Ward L’Aureus Staphylococcus résistant à la méthicilline (SARM) est un pathogène qui continue d’être un problème majeur à l’hôpital. Nous développons des modèles et des algorithmes de calcul basés sur des données observées d’incidences hebdomadaires pour estimer les paramètres de transmission du MRSA. Nous étendons le modèle déterministe de McBryde, Pettitt et McElwain (2007) impliquant une population sous‐jacente de patients colonisés par MRSA et de personnels soignants qui décrit, parmi d’autres processus, la transmission entre patients non colonisés et personnels soignants colonisés et vice‐versa. Nous développons de nouveaux modèles de Markov bivariés et trivariés pour inclure l’incidence de telle façon que les taux de transmission estimés puissent être basés directement sur de nouvelles colonisations plutôt qu’indirectement sur la prévalence. La sensibilité imparfaite de la détection du pathogène est modélisée en utilisant un processus markovien caché. Les avantages de notre approche incluent (i) l’hypothèse d’une valeur discrète pour le nombre de personnels soignants colonisés, (ii) deux paramètres de transmission pouvant être incorporés dans la vraisemblance, (iii) la vraisemblance dépend du nombre de nouveaux cas pour améliorer la précision de l’inférence, (iv) les enregistrements individuels des patients ne sont pas requis, et (v) la possibilité d’une détection imparfaite de la colonisation est incorporée. Nous comparons notre approche avec celle utilisée par McBryde et al (2007), basée sur une approximation qui élimine les personnels soignants du modèle, utilisant une chaîne de Markov par Monte Carlo et des données individuelles des patients. Nous appliquons ces modèles à des données de colonisation de SARM, collectées dans de petites unités de soins intensifs (ICU) à l’hôpital Princesse Alexandra, Brisbane, Australie. A. R. Cook, G. J. Gibson, and C. A. Gilligan 860 Optimal Observation Times in Experimental Epidemic Processes Cet article décrit une méthode de choix de temps d’observation de processus stochastiques destinés à maximiser les espérances des informations de leurs paramètres. On considère deux modèles généralement utilisés pour des processus épidémiologiques: un processus simple de mort et un processus épidémique de susceptibilité d’infection (SI) avec des sources doubles d’infection se développant de l’intérieur ou de l’extérieur de la population. La recherche du plan optimal emploie des méthodes bayésiennes de calcul pour explorer l’espace expérimental commun paramètre‐donnée, combinéà une méthode connue sous le nom de fermeture de moment d’approximation de la vraisemblance pour rendre efficace l’étape d’acceptation. Pour les processus considérés, on montre que choisir un petit nombre d’observations de façon optimale est presqu’aussi bon que collecter des observations de manière plus intensive, pratique générale dans nombre d’expériences épidémiologiques. L’analyse du processus simple de mort permet une comparaison entre l’approche bayésienne intégrale et des dispositifs localement optimaux autour d’une estimation ponctuelle d’a priori basée sur des résultats asymptotiques. On démontre la robustesse de l’approche pour des a priori mal spécifiés du processus épidémique SI, pour lequel le problème de la faisabilité informatique du calcul de la vraisemblance exclut des plans optimaux. Nous montrons que des plans optimaux déduits d’une approche bayésienne sont semblables à des études d’observations d’une épidémie simple et à des études impliquant des épidémies répétées dans des sous‐populations indépendantes. Un optimum différent existe, cependant, quand l’objectif est de maximiser le gain de l’information basée sur des a priori informatifs ou non: ceci a des implications quand une expérience est conçue pour convaincre un observateur naïf ou sceptique plutôt que pour consolider la connaissance d’un observateur mieux informé. On présente quelques prolongements de ces méthodes, comprenant le choix de critères d’information et l’extension à d’autres processus épidémiologiques avec des probabilités de transition. K. F. Lam, J. V. Deshpande, E. H. Y. Lau, U. V. Naik‐Nimbalkar, P. S. F. Yip, and Ying Xu 869 A Test for Constant Fatality Rate of an Emerging Epidemic: With Applications to Severe Acute Respiratory Syndrome in Hong Kong and Beijing L’étiologie, la pathogénie et le pronostic d’une maladie récemment émergente sont généralement inconnus aux cliniciens. Des interventions et des traitements efficaces aussi précoces que possible garantissent la réduction du caractère fatal de la maladie à un minimum, et la suppression de traitements inadéquats. Dans ce contexte, la capacitéà extraire le plus d’informations hors des données disponibles est critique à la possibilité d’importantes prises de décision. L’inefficacité d’un traitement peut être reflétée par une mortalité constante avec le temps tandis qu’un traitement efficace mène normalement à un taux de décès décroissant. Un test statistique pour une mortalité constante avec le temps est proposé dans cet article. La statistique proposée converge vers un mouvement Brownien sous l’hypothèse nulle. Les caractéristiques spécifiques du mouvement Brownien permettent d’analyser également la distribution des premiers temps de passage à partir de tests séquentiels. Ceci permet à l’hypothèse nulle du taux de décès constant d’être rejetée le plus rapidement possible dès que l’évidence statistique devient suffisante. Les études de simulation montrent que les performances du test proposé sont bonnes et qu’il est très sensible pour trouver un taux de mortalité décroissant. Le test proposé est appliqué aux données du syndrome respiratoire aigu sévère (SARS) à Hong Kong et Beijing. J. Peng, C.‐I. C. Lee, K. A. Davis, and W. Wang 877 Stepwise Confidence Intervals for Monotone Dose–Response Studies Dans les études de dose‐réponse un des points les plus importants est l’identification de la dose minimum efficace (minimum effective dose – MED), qui est définie comme la plus petite dose pour laquelle la réponse moyenne est meilleure que celle obtenue pour une dose nulle de contrôle, en terme de différence clinique significative. Les courbes doses‐réponses sont parfois monotones. Pour trouver la MED plusieurs auteurs ont proposé des procédures de test du genre up and down, basées sur des contrastes entre les moyennes. Dans cet article, pour identifier la MED, on propose une amélioration de la méthode de Marcus et Peritz (1976, Journal of the Royal Statistical Society, Series B 38, 157–161) et on développe une application de la méthode DR de Hsu et Berger (1999, Journal of the American Statistical Society 94, 468–482) pour construire, sous des hypothèses de monotonicité, la borne inférieure de l’intervalle de confiance pour la différence entre la réponse à une dose quelconque non nulle et celle du contrôle. La méthode proposée est illustrée par des exemples numériques et on présente des comparaisons de puissance obtenues par simulations. M. Ding, G. L. Rosner, and P. Müller 886 Bayesian Optimal Design for Phase II Screening Trials Dans la littérature, la plupart des plans de screening en phase 2 considèrent un traitement à la fois. Chaque étude est considérée isolément. Nous proposons une approche décisionnelle plus systématique pour le processus de screening de phase 2. Le plan séquentiel permet une plus grande efficacité et un meilleur apprentissage sur les traitements. L’approche incorpore un modèle Bayesien hiérarchique qui permet d’une façon formelle la combinaison d’information entre différentes études reliées entre elles, et améliore l’estimation dans de petits échantillons en exploitant l’information venant des autres traitements. Le plan incorpore une fonction d’utilité qui prend en compte le coût d’échantillonnage et le possible retour sur investissement. Des simulations par ordinateur montrent que cette méthode a une forte probabilité d’écarter des traitements à faible taux de succès et de faire évoluer en phase 3 des traitements à fort taux de succès. A. Vexler, A. Liu, E. Eliseeva, and E. F. Schisterman 895 Maximum Likelihood Ratio Tests for Comparing the Discriminatory Ability of Biomarkers Subject to Limit of Detection Dans cet article, nous étudions la comparaison des aires sous courbes ROC (Receiver Operating Characteristic) corrélées, des biomarqueurs diagnostiques dont les mesures sont soumises à une limite de détection (LOD), source d’erreur de mesure issue de la sensibilité instrumentale en épidémiologie. Nous proposons et nous examinons les tests du rapport des vraisemblances avec des caractéristiques opérationnelles qui sont aisément obtenues sous méthodologie classique du maximum de vraisemblance. R. Li and L. Nie 904 Efficient Statistical Inference Procedures for Partially Nonlinear Models and their Applications Motivés par une analyse d’un jeu de données réelles dans le domaine de l’écologie, nous sommes amenés à considérer une classe de modèles partiellement non linéaires où l’on note à la fois la présence d’une composante non paramétrique et d’une composante paramétrique. Nous développons deux nouvelles procédures d’estimation pour l’estimation des paramètres de la composante paramétrique. La consistance et la normalité asymptotique des estimateurs sont établies. Puis nous proposons ensuite une procédure d’estimation et une procédure de test F généralisé pour la composante non paramétrique dans les modèles partiellement non linéaires. Des propriétés asymptotiques de la nouvelle procédure d’estimation et le test statistique s’en déduisent. Les qualités des échantillons finis des procédures d’inférence proposées sont évaluées par des études de simulations de Monte Carlo. Une application dans le domaine de l’écologie est utilisée pour illustrer la méthode proposée E. Deschepper, O. Thas, and J. P. Ottoy 912 Tests and Diagnostic Plots for Detecting Lack‐of‐Fit for Circular‐Linear Regression Models Les diagnostics pour la régression et les tests de défaut d’ajustement sont principalement focalisés sur les modèles linéaires de régression linéaire. Lorsque les points sont distribués sur la circonférence d’un cercle, des difficultés apparaissent car il n’existe pas de point de départ ou d’origine. La plupart des tests classiques de défauts d’ajustement exigent de choisir arbitrairement une origine, mais des choix différents peuvent conduire à des conclusions différentes. Nous proposons un outil graphique d’ajustement et un test de défaut d’ajustement qui n’exige pas de point naturel initial. La méthode est basée sur des « résidus régionaux » qui sont définis sur des arcs de cercle. La méthode graphique localise formellement et visualise des sous ensembles d’observations dont l’ajustement n’est pas satisfaisant sur le cercle. Un exemple de données issues du domaine alimentaire est utilisé pour exhiber les problèmes mentionnés auparavant avec les tests classiques d’ajustement et pour illustrer la force de la méthode basée sur les « résidus régionaux » pour détecter et localiser les points de départ d’hypothèse de non effet. Une petite étude de simulation montre la bonne performance du test des « résidus régionaux » dans les deux cas d’écart global ou local du modèle. Puis ces idées sont étendues au cas ou il y a plus d’une variable explicative. B. Xie, W. Pan, and X. Shen 921 Variable Selection in Penalized Model‐Based Clustering Via Regularization on Grouped Parameters L’analyse en grappes modèle‐dépendante pénalisée a été proposée dans le cadre de données de haute dimension mais de petite taille d’échantillon comme celles rencontrées dans les études génomiques. En particulier, elle peut être utilisée pour la sélection de variables. Un nouveau schéma de régularisation est proposé pour regrouper ensemble plusieurs paramètres associés à la même variable au sein des grappes. Nous montrons analytiquement et numériquement que ce schéma est plus efficace que la conventionnelle pénalité L₁ pour la sélection de variable. De plus, nous développons une stratégie pour combiner ce schéma de groupement avec le groupement de variables structurées. Des études de simulation et des applications aux données d’expression des micropuces pour la découverte de sous‐types cancéreux illustrent les avantages de notre nouvelle approche par rapport à plusieurs méthodes existantes. S. H. Lee, J. Lim, M. Vannucci, E. Petkova, M. Preter, and D. F. Klein 931 Order‐Preserving Dimension Reduction Procedure for the Dominance of Two Mean Curves with Application to Tidal Volume Curves Le travail présenté ici est issu d’une étude de cas reposant sur des tracés, à dimension et fréquence élevées, de capacité vitale respiratoire effectués pendant des bouffées d’angoisse provoquées. L’objectif est de développer une procédure pour évaluer la significativité de la supériorité d’une courbe moyenne par rapport à une autre. L’idée essentielle de la méthode suggérée est de préserver l’ordre sur les moyennes tout en réduisant la dimensionnalité des données. La matrice des données observées est projetée sur un ensemble de matrices de rang inférieur sous une contrainte de positivité. Une procédure de test multivarié est alors appliquée dans cette dimension inférieure. Nous utilisons des données simulées pour illustrer les propriétés statistiques de la méthode de test proposée. Les résultats obtenus sur l’étude de cas confirment l’hypothèse préliminaire des investigateurs et fournit un support à leur objectif de construction d’un modèle expérimental pour la bouffée d’angoisse clinique chez les sujets normaux.     

Biogéographie et systématique des abeilles rubicoles du genre Ceratina Latreille au Turkestan (Hymenoptera,Apoidea, Xylocopinae)

Les affinités fauniques et la délimitation même du Turkestan en tant qu’entité biogéographique sont mal connues ou controversées. Elles sont discutées ici dans le cadre d’une révision systématique des espèces d’abeilles rubicoles du genre Ceratina. Onze espèces, dont une nouvelle: Ceratina (Euceratina) haladai n. sp., y sont répertoriées. Trois espèces sont redécrites et une clé d’identification est proposée. Toutes ces espèces sont soit présentes dans la région ouest-paléarctique, soit de proches parentes d’espèces méditerranéennes. Aucune espèce ne présente d’affinités notables avec les taxons orientaux ou est-paléarctiques. La carte de distribution de chaque espèce est établie et comparée à la distribution des biomes régionaux. Comme elles sont très largement polylectiques, les plantes butinées ne constituent probablement pas un facteur limitant de leur distribution. A l’inverse, leur nidification rubicole les cantonne à des biotopes riches en ronces (Rubus species) ou en autres plantes à tiges creuses ou médullaires (par ex. Verbascum species). Ceci explique leur implantation plutôt synanthrope en montagne et le long des fleuves.     

Die Trophobiose zwischen Waldameisen und Pflanzenläusen mit Untersuchungen über die Wechselwirkungen zwischen Pflanzenläusen und Pflanzengeweben

Résumé Nous avons pu mettre en évidence, à l'aide des méthodes de physiologie du comportement, les facteurs qui conditionnent les interrelations trophobiotiques entre fourmis et pucerons. Nous avons trouvé que les fourmis voient dans le comportement des Aphides le schéma d'offre de nourriture que présenterait n'importe quelle autre fourmi. Chez tous les Aphides recouverts de cire cotonneuse, ce schéma est masqué; dans ce cas, il n'y a jamais de véritables interrelations trophobiotiques. La plupart des pucerons nuisibles en forêt sont justement revêtus de cette cire cotonneuse, et ne sont done pas favorisés par les ?Waldameisen?. Nous avons montré les différences fondamentales qui séparent les deux types de pucerons, piquant soit dans le parenchyme, soit dans le phloem. La trophobiose n'est possible que dans le cas de ces derniers; les autres en effet sont incapables de produire du miellat en quantité suffisante. L'effet phytopathologique des pucerons piquant le parenchyme est très grand dans la majeure partie des cas. II est au contraire négligeable chez les Aphides capables d'interrelations trophobiotiques avec les ?Waldameisen?, à l'exception de deux espèces du genreSchizodryobius. Des dommages occasionnels sont évidemment possibles même pour les pucerons piquant le phloem, mais leur importance est toute relative si nous considérons l'ensemble du problème.

---

Riassunto Sono stati messi in evidenza, con l'aiuto di metodi di fisiologia del comportamento, i fattori che condizionano correlazioni di trofobiosi fra Formiche ed Afidi. é stato trovato che le Formiche vedono nel comportamento degli Afidi il meccanismo di offerta di nutrimento che presentereble una qualsiasi altra Formica. In tutti gli Afidi ricoperti di cera lanuginosa questo meccanismo è mascherato ed in questo caso non esistono mai delle vere correlazioni trofobiotiche. La maggior parte degli Afidi nocivi alla foresta è rivestita da questa cera lanuginosa e non è quindi ricercata dalle Formiche del gruppoF. rufa. Sono state chiarite le differenze fondamentali che separano i due tipi di Afidi che pungono il parenchima e il floema. La trofobiosi non è possible che nel caso di questi ultimi; i primi effettivamente sono incapaci di produrre la melata in quantità sufficiente. L'azione fitopatologica degli Afidi che pungono il parenchima è nella maggior parte dei casi molto grande. Pero essa è trascurabile negli Afidi capaci di correlazioni trofobiotiche con le Formiche suddette eccetto in due specie del genere genereSchizodryobius. Se anche qualche danno occasionale puo essere arrecato da parte degli Afidi pungenti il floema, l'importanza di tale danno è molto relativa se si considera l'insieme del problema.

---

---

Herrn Professor Dr. Dr. h. c.A. Reichensperger zum 80. Geburtstag gewidmet     

Estimation d’abondance des criquets (Orthoptera: Acrididae) dans les écosystèmes prairiaux

Les criquets représentent un taxon central dans les chaînes alimentaires et sont de bons indicateurs à la fois des caractéristiques des milieux et des perturbations de leurs habitats. Associés exclusivement aux habitats herbacés pérennes, ils sont menacés dans les zones d’agriculture intensive. Du fait de leur importance dans les réseaux trophiques, notamment comme ressources alimentaires pour un grand nombre d’espèces aviaires, ils font l’objet d’une attention croissante des écologistes et des gestionnaires des milieux dans le cadre d’études de conservation pour évaluer quantitativement leurs populations. L’objectif de cette étude est de décrire une technique d’échantillonnage et un plan d’échantillonnage destinés à estimer la densité de criquets dans les milieux prairiaux. Cette étude se base sur 7 années d’observations de terrain, menées sur un vaste site d’étude en plaine agricole intensive. Nous montrons que le biocénomètre d’1 m² de base est une technique robuste vis-à-vis des conditions de température durant l’échantillonnage. L’étude établit pour l’ensemble des espèces et pour deux espèces particulières, Pezotettix giornae et Calliptamus italicus, la relation qui lie la variance et la moyenne des effectifs par m². C’est grâce à cette relation qu’on peut établir les tailles d’échantillons qui permettent d’atteindre des objectifs de précision choisis pour les estimateurs de la densité. Nous montrons que la réalisation de 15 lancers aléatoirement par parcelle permet d’obtenir des estimations de la densité de criquets/m² dont la précision, définie par l’intervalle de confiance, varie selon la densité de 50% pour les densités inférieures à 1/m² à 30% pour les densités de 2 à 7/m² et à 20% pour les densités supérieures à 7/m².     

Sensibilité d'Aedes albopictus [Dipt.: Culicidae] à l'hyphomycète entomopathogèneMetarhizium anisopliae

Résumé Le comportement pathogène de l'hyphomycèteMetarhizium anisopliae (Metsch.) Sorokin a été évalué surAedes (Stegomya) albopictus Skuse. Le mode d'action de la souche testée se manifeste de 2 fa?ons, soit par une colonisation de l'hémocoele, soit par une toxémie si la dose de l'inoculum est suffisamment élevée. L'intervention d'un processus toxémique a été confirmée par la mise en évidence du pouvoir pathogène des spores irradiées aux ultra-violets. Ces toxines seraient libérées dans le mésentéron des larves pendant la protéolyse alcaline des spores ingérées, dont le nombre a pu être estimé. Le seuil d'activité toxémique étant évalué à 3.10⁵ spores pour une larve du stade 4. L'analyse du contenu de tubes digestifs étalés sur milieu nutritif et l'examen de coupes semi-fines ont montré que les larves soumises à de fortes doses du germe perdent rapidement leur capacité digestive. Enfin, le r?le de la destruxine E dans ces infections est discuté.      

Étude morphoanatomique et biométrique du métasoma antérieur des ouvrières. Contribution à la systématique et à la phylogénie des fourmis (Hymenoptera: Formicidae)

L’anatomie des segments, des jonctions et des articulations du métasoma est comparée après dissection de 86 espèces de fourmis représentant les principaux taxons actuellement reconnus, à l’exception des Formicinae, des Dolichoderinae et de quelques taxons isolés. À la suite des travaux modernes, l’attention s’est d’abord portée sur le segment IV et sur la notion de présclérite, mais il s’est avéré que pour bien comprendre la morphologie et l’évolution de ce segment, il fallait étudier le segment III, puis le segment II et enfin le propodeum. Deux concepts nouveaux sont introduits : celui de présegmentation et celui de processus postérograde. La présegmentation d’un segment désigne la transformation de la partie antérieure d’un segment. Elle conduit à la formation d’un ou deux présclérites et dans le cas du segment II à celle d’une structure articulaire compacte, le manubrium, à l’étranglement en arrière du présegment et à la pétiolation ou formation d’un pétiole. L’observation de séries d’ouvrières de fourmis montre que la présegmentation d’un segment est toujours précédée par celle du segment précédent (il n’y a pas de postpétiole sans pétiole, etc.), ce qui aboutit à la transformation progressive du métasoma, de l’avant vers l’arrière à partir du segment II ou processus postérograde. Cette étude est étendue à plusieurs familles d’aculéates parmi lesquelles nous avons sélectionné quelques espèces dont le métasoma antérieur est moins évolué que celui des fourmis actuelles. Le rapprochement de ces espèces avec les fourmis permet de repérer des homologies susceptibles de contribuer à la compréhension de l’évolution ancestrale des fourmis et de leur état actuel, en particulier de l’origine des latérosclérites du segment II. Ceci conduit à un classement des architectures métasomatiques en groupes basés sur une typologie du présegment III. On peut ainsi distinguer trois groupes principaux d’architecture : ponériforme, doryliforme et myrmiciforme. 13 diamètres sont par ailleurs mesurés sur les segments II, III et IV. L’analyse en composantes principales de 12 de ces mesures permet de constater qu’il est possible de caractériser les groupes d’architecture par des combinaisons linéaires de ces mesures. On le vérifie par des AFD des trois grands groupes d’architecture dans lesquels rentrent la presque totalité des fourmis étudiées. Les groupes d’architecture sont presque tous bien discriminés par AFD, mais quelques exceptions doivent être expliquées. Des analyses complémentaires permettent d’imputer cette anomalie à l’existence dans les groupes architecturaux, d’espèces mono et bipétiolées. On obtient en conséquence une discrimination complète des trois groupes en effectuant des AFD séparées des espèces monopétiolées et des espèces bipétiolées. Ceci illustre l’effet de la postpétiolation sur la géométrie des segments au cours du processus postérograde. Ce processus est également illustré par le calcul de coefficients de corrélation entre des mesures effectuées sur les deux premiers segments, et les autres mesures. Ceci peut être expliqué par la propagation postérograde de contraintes de développement. Durant l’évolution, le processus postérograde est combiné à deux autres types de transformations : l’involution progressive des structures intercalaires du segment II, qui préexistaient vraisemblablement chez les ancêtres crétacés des fourmis actuelles, et différentes transformations aléatoires de l’abdomen, plus ou moins directionnelles, mais cumulatives. La classification des sous-familles en groupes Ponéroïde, Doryloïde et Myrmicoïde peut être alors déduite du classement des architectures, mais un petit nombre de genres ne rentre pas dans ces trois groupes. Leurs affinités ne peuvent être comprises que par la prise en compte de caractères anatomiques ou architecturaux de la tête et du thorax. On obtient alors une classification proche de la récente classification « intuitive » de Bolton (2003), mais avec des justifications très différentes. Cette nouvelle classification est la suivante :

• 1. – Architectures du métasoma semblables dans chaque groupe et cohérence architecturale

• 1.1. – Complexe Ponéroïde (présegment III hémi-annulaire, architecture thoracique ponériforme)

• 1.1.1. – Groupe Ponéroïde: Amblyoponinae, Ponerinae, Ectatomminae, Paraponerinae

• 1.1.2. – Groupe Myrmécioïde: Myrmeciinae, Pseudomyrmecinae

• 1.2. – Complexe Doryloïde (présegment III pseudo-annulaire, architecture doryliforme): Cerapachynae, Dorylinae, Ecitoninae, Aenictinae

• 1.3. – Complexe Myrmicoïde (présegment III annulaire, architecture myrmiciforme): Myrmicinae, Agroecomyrmecinae (non disséqués)

• 2. – Architectures du métasoma dissemblables au sein de chaque groupe. Classement basé sur d’autres critères

• 2.1. – Complexe Apomyrmoïde (1) (basé sur l’architecture thoracique); Apomyrminae (présegment III hémi-annulaire), Leptanillinae (présegment III atypique par rapport aux types annulaire, pseudo-annu- laire et hémi-annulaire)

• 2.2. – Complexe Procératinoïde (basé sur l’architecture céphalique): Proceratiini (présegment III annulaire: Discothyrea, présegment III pseudo-annulaire: Proceratium); Probolomyrmecini (présegment III hémi-annulaire: Probolomyrmex)

• 3. – Architectures inclassables: Aneuretinae (présegment III pseudo-annulaire); Leptanilloidinae (présegment III annulaire selon Brandao et al., 1999)

• 4. – Architectures formiciformes (presegment III différent des précédents): Dolichoderinae, Formicinae (non étudiées en détail)

Lanalyse conduit à l’établissement d’un cladogramme. Celui-ci est implicitement une phylogénie non enracinée, mais incomplète. La présente étude montre que les complexes Ponéroïde, Doryloïde et Myrmicoïde sont monophylétiques. Mais la topologie des sous-familles qui les composent ne peut pas être résolue par l’étude du métasoma parce que toutes les fourmis connues sont déjà parvenues au stade 3 ou en limite 2–3 (genre Adetomyrma). Pour établir des liens de parenté entre ces complexes, il faudrait recourir à l’étude de l’architecture céphalique ou thoracique. On a limité ici cette recherche à celle de synapomorphies permettant de renforcer l’identité des trois grands complexes et d’établir une parenté entre quelques sous-familles réunies dans les complexes Apomyrmoïde et Procératinoïde dont les repré- sentants possèdent des architectures métasomatiques très différentes.     

Le potentiel reproducteur et ses variables biotiques associées chez le male de l’Eudémis de la vigne Lobesia botrana

Résumé Le male d’Eudémis,Lobesia botrana Den & Schiff (Lep. Tortricidae) possède un potentiel élevé de reproduction au cours de sa vie bien que soit observée une variabilité importante dans le nombre des accouplements (moyenne: 9.03±3.84 extrêmes: 0–17). Un nombre plus élevé de spermatophores mal formés est observé lors des accouplements tardifs par rapport aux accouplements précoces. Plusieurs accouplements n’étaient pas suivis de la formation de spermatophores, mais malgré cela, quelquefois les femelles étaient fertilisées et une descendance était produite. Le nombre maximum d’accouplements (>90%) appara?t entre le 3ème et le 6ème jour, bien que 70% des males copulent moins de 24 h après l’émergence. Les males vierges ne vivent significativement pas plus longtemps que ceux qui ont pu copulerad libitum (14,05±2,68 jours contre 12,57±3,31 jours), quoique le potentiel des performances sexuelles des premiers soit meilleurs. Lorsqu’ils sont maintenus en atmosphère de phéromone sexuelle synthétique, la longévité des males vierges est significativement réduite (11,45±2,61 jours) par rapport aux témoins (14,05±2,68 jours). Le nombre total d’accouplements est corrélé avec la longévité du male (r=0,72) et pareillement, la fertilité cumulée des femelles accouplées avec le même male est corrélée avec le nombre d’accouplements réussi par celui-ci (r=0,81). Quelques males vierges de plus de 6 jours étaient capables de copuler deux fois en moins de 24 heures. Le volume du premier spermatophore cro?t avec le temps écoulé entre l’émergence et l’accouplement jusqu’à doubler après 16 jours environ. Chez les males copulants, le volume du spermatophore décro?t avec sa fréquence de production et cro?t proportionnellement avec le temps écoulé après la dernière copulation. La plus importante diminution de volume du spermatophore entre deux accouplements successifs (>50%) apprara?t entre le premier et le second lorsqu’ils ont lieu au cours de deux jours consécutifs, mais elle peut atteindre 95% avec le 15ème. La production d’oeufs et la longévité des femelles accouplées, suivant une telle variation de la taille des spermatophores, n’est pas modifiée. Enfin, le poids du male est seulement corrélé avec la taille du premier spermatophore formé et ne l’est pas avec le nombre d’accouplements au cours de sa vie. Ces résultats sont discutés dans le cadre des différentes méthodes de lutte contre l’insecte.