ACTION DU POIREAU (ALLIUM PORRUM) SUR L'ACTIVITÉ REPRODUCTRICE APRÈS LA DIAPAUSE IMAGINALE CHEZ LE TEIGNE DU POIREAU,ACROLEPIOPSIS ASSECTELLA

Pendant sa diapause reproductrice, la teigne du poireau ne présente pas d'activité sexuelle. La reprise de cette activité, après l'hiver, est essentielle au maintient de la population. Chez les insectes qui ont subi la diapause (D), la durée de copulation est plus courte, et la période précédant la copulation est plus longue que chez les insectes matures (M). Deux caractères intéressants sont observés chez les insectes D après la levée de leur diapause: l'apparition d'un pourcentage de doubles copulations et d'insectes qui copulent après la fin de la scotophase, ce, les ♀♀ matures possèdent des ovocytes en rétention dans les oviductes. Le nombre augmente jusqu'à l'âge de 3 jours environ. Par contre, les ♀♀ en diapause n'ont aucun ovocyte à l'émergence. Sous conditions levant la diapause, ces ♀♀ atteignent leur production ovarienne maximum après une douzaine de jours. L'évolution du nombre des ovocytes dépend de la copulation et de la présence de la plante-hôte. Celle-ci est essentielle pour la ponte et intervient sur la production ovarienne, aussi bien chez les ♀♀ D que chez les ♀♀ M.     

La diapause facultative dePimpla instigator [Hym.: Ichneumonidae] II. Rôle de la température

Résumé La diapause larvaire facultative de l'ichneumonidePimpla instigator F. est sous la dépendance de la photopériode et de la température. Les courbes de la réponse photopériodique sont établies pour plusieurs températures. Les basses températures augmentent le pourcentage de larves en diapause, tandis que les hautes tendent à annuler l'effet des photopériodes inductrices de la diapause. A 30°C aucun animal ne diapause, quelle que soit la photopériode. Les larves males entrent plus facilement en diapause que les larves femelles.

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Summary Larval diapause ofPimpla instigator is dependent on photoperiod and temperature. The photoperiodic induction response curves are compared at different levels of constant temperature. Low temperatures enhance the diapause-inducing effect of photoperiods, whereas high temperatures reduce it. The larval diapause was not induced at any photoperiod when the insects were reared at 30°C.

     

L'induction maternelle de la diapause larvaire chezDinarmus acutus [Hym.: Pteromalidae]

Résumé Dans la région béarnaise, la récolte des gousses m?res deLathyrus sylvestris et deLathyrus latifolius, avant la déhiscence, puis la mise en éclosoir de leurs graines, permet l'obtention des adultes de la brucheBruchus affinis et de son ectoparasite larvaireDinarmus acutus. Ces derniers sortent en petits nombres à l'automne de la même année puis de fa?on massive au printemps de l'année suivante, après une diapause au dernier stade larvaire. Un élevage en continu, de nombreuses générations successives, en conditions semi naturelles de température et de photopériode, a montré la présence simultanée d'individus diapausants et non diapausants tout au long de l'hiver, et l'absence totale de diapausants dès le mois de mai. Les larves diapausantes produisent une substance orangée qui marque l'arrêt de développement. Compte tenu de la biologie de la bruche et de son parasite larvaire: développement larvaire à l'intérieur des graines et vie des adultes à l'extérieur, nous avons choisi d'étudier l'influence des conditions thermiques sur les larves et de la photopériode sur les adultes du parasite. Les résultats obtenus montrent que les températures basses n'induisent pas d'arrêt de développement. Par contre, une photopériode jours courts, appliquée aux adultes, provoque l'entrée en diapause d'un fort pourcentage des larves de la descendance. Les résultats présentent une certaine variabilité selon la descendance et le rang de la ponte. Le détail des résultats est examiné dans le cadre de l'induction maternelle de la diapause larvaire et de l'hypothèse d'une horloge chimique à l'origine du marquage des diapausants (substance orangée) et de la variabilité enregistrée.      

Influence des facteurs abiotiques sur la physiologie alimentaire des larves de la coccinelle aphidiphage,Semiadalia undecimnotata [Col.: Coccinellidae] — I. Action de la température

Résumé L'élevage de la coccinelleSemiadalia undecimnotata Schn. dans différentes conditions thermiques nous a permis de préciser l'action de la température sur la physiologie des stades préimaginaux. Les relations linéaires entre la consommation alimentaire exprimée sous forme cumulée et le poids des individus, qui avaient été mises en évidence dans un travail antérieur ne sont pas modifiées par les variations de ce facteur physique du milieu. I1 en résulte qu'à l'égard de la température, la méthode d'estimation de la consommation alimentaire qui a été proposée dans une publication antérieure peut être utilisée pour estimer la prédation dans le milieu naturel.

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Summary The larvae of the lady beetleSemiadalia undecimnotata Schneider have been reared under various thermic conditions (constant and alternate temperatures). We showed for every instar or only for the last one, that the length of the stage, the length of the feeding period, the daily or the total food consumption (in mg.), the gain of weight, and the top weight are depending on temperature. But the food consumption expressed in a cumulative form and the corresponding weight of the larvae show a constant ratio which is equal to the slope of the linear relations set up in a previous work. With respect to temperature, the method of estimation of larval food consumption which have been described in a former work, can be used to estimate the predatory efficiency of this species in natural conditions.

     

La diapause facultative dePimpla instigator [Hymenoptera,ichneumonidae] I. Role de la photopériode

Résumé La diapause dePimpla instigator F. (Ichneumonide) s'installe au dernier stade larvaire, en réponse aux courtes photopériodes inférieures à 12 heures. Les photopériodes plus grandes entra?nent un développement continu. La période de sensibilité à l'induction photopériodique est située entre le 6^e et le 14^e jour avec un maximum entre le 8^e et le 11^e jour de la vie larvaire (à la température de 20°C). Toutefois aucune photopériode ne permet d'obtenir 100% de diapause. La diapause peut cesser sans qu'apparement aucun facteur externe soit nécesaire comme stimulus. Cette reprise spontanée du développement est étalée dans le temps suivant les individus (entre 3 et 7 mois). La diapause dePimpla instigator, F. a deux caractéristiques particulières: le pourcentage de males en diapause est toujours supérieur de 20 à 40% à celui des femelles, la levée de la diapause par les grandes photopériodes est très rapide. 12 jours en 16 heures suffisent à déclencher la métamorphose.

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Summary The diapause ofPimpla instigator occurs in the last larval stage in reponse to the short day photoperiods less than 12 hours. With longer photoperiods, no diapause occurs. The sensitivity period at photoperiodic induction extends between the 6 th and 14 th day, with the maximum between the 8 th and 11 th of larval life (at a temperature of 20°C). However the incidence of diapause never reaches 100%. Diapause may be interrupted without any apparent external stimulus. Such a spontaneous termination of the diapause may occur between 3 or 7 months, depending on the individual. The diapause ofP. instigator shows two characteristics: the percentage diapause is always from 30 to 40% lower in males than in females; termination of the diapause by long-day photoperiods is very rapid: 12 days of 16 hours light are sufficient to induce metamorphosis.

     

Biologie d'un thrips prédateurAeolothrips intermedius [Thys.: Aeolothripidae]

Résumé élevé à 26°C, 80% HR et sous une photopériode de 16 h, la durée des stades d'Aeolothrips intermedius Bag. est la suivante lorsque la proie estThrips tabaci: L1 2 jours, L2 6 jours, pronymphe 16 jours, nymphe 3, 4 jours. Les larves sont d'excellentes prédatrices, elles piquent leur proie au thorax puis la vident par une piq?re à l'abdomen. Elles tuent plus de proies qu'elles n'en consomment. 3 jours après la 1^re mue la larve tisse un cocon soyeux, sécrétion probable des tubes de Malpighi. L'adulte sort du cocon et doit consommer des tissus floraux pour atteindre sa maturité sexuelle. La fécondité moyenne de la femelle est de 29 œufs avec un maximum de 70. Ceux-ci, généralement isolés, sont insérés dans le tissu des nervures foliaires. Les proies peuvent être des thysanoptères, des acariens, des aleurodes, des psylles mais pas des aphides. On observe 3 ou 4 générations dans la région de Montpellier.

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Summary Aeolothrips intermedius Bag. when reared at 26°C. 80% RH. 16/24 photoperiod, on larvae ofThrips tabaci Lind. has the following duration of the various instars: 1st instar larva 2 days, 2nd 6 days, prepupa 1,6 days, pupa 3,4 days. The 2nd instar larva spins its cocoon alongside the foliar rib of the plant. Adults hatch and need to feed on flowers to reach sexual maturity. The average fecundity of the females is 29 eggs with a maximum of 73. Eggs are laid into the tissues of the foliar rib. Young larvae kill more prey than they feed upon. Three or 4 generations were observed in the field near Montpellier. Parthenogenesis may occur.

     

Variabilité de la sensibilité despodoptera littoralis [Lep.: Noctuidae] a l'hyphomycete entomopathogèneNomuraea rileyi

Résumé La variabilité de la sensibilité des larves de la noctuelle égyptienne du coton,Spodoptera littoralis Boisduval à l'hyphomycète entomopathogèneNomuraea rileyi (Farlow) Samson a été abordée en étudiant la variabilité interclonale du champignon et la variabilité de l'insecte-h?te à travers des populations d'origines géographiques différentes. En raison de la polyphagie de l'espèce-cible, l'influence de la plante-h?te sur la sensibilité des larves phytophages a aussi été prise en compte. Les traitements ont consisté à exposer les larves à un inoculum sporal déposé par pulvérisation sur des rondelles de feuille calibrées pendant 24 h. L'activité pathogène, à l'égard des larves du 1^er stade, des 12 clones monosporaux de la soucheN. rileyi 5 varie significativement (TL50 compris entre 4,7 et 6,2 j à la dose de 3.10⁴ spores/cm²). Cette variabilité intraspécifique observée à un moment donné est néanmoins du même ordre que la variabilité de l'activité de la souche-mère polyclonale, relevée sur une période de 4 ans (TL50 compris entre 4,5 et 6,6 j). Les 3 populations originaires d'Isra?l, d'Egypte et du Maroc ont présenté une sensibilité comparable àN. rileyi 5 après contamination des larves nouveau-nées avec des doses croissantes d'inoculum (DL50 comprises entre 0,7.10⁴ et 1,1.10⁴ spores/cm² et TL50 compris entre 5,1 et 5,5 j à la dose de 3.10⁴ spores/cm²). L'alimentation des larves, depuis l'éclosion, sur 4 espèces végétales: chou, coton, féverole ou aubergine, n'a pas modifié significativement la sensibilité des larves du 3^e stade (DL50 comprises entre 0,3.10³ et 0,7.10³ spores/cm² et TL50 compris entre 4,0 et 4,3 j à la dose de 3.10⁴ spores/cm²). La souche polyclonaleN. rileyi 5 para?t bien adaptée à la noctuelle égyptienne du coton en raison de sa stabilité, de son agressivité à l'égard des populations d'origines géographiques différentes et de l'absence d'effet de l'alimentation des larves sur l'infection.      

Quelques caractéristiques du développement de l'endoparasitePsyllaephagus euphyllurae [Hymenoptere,Encyrtidae] et exploitation de son hôteEuphyllura olivina [Homoptere,Psyllidae]

La localisation des ?ufs et des larves dePsyllaephagus euphyllurae SILV. endoparasite du psylle de l'olivier (Euphyllura olivina COSTA) ainsi que le régime alimentaire de la phase post-embryonnaire sont identifiés par examen microscopique des coupes histologiques de larves de 5^c stade parasitèes. L'entomophage dépose les 2/3 de ses ?ufs dans le thorax et son régime alimentaire comprend 2 phases bien distinctes:

- une première phase stéatophage de 7 à 7,5 jours pendant laquelle la larve ingère le tissu adipeux de l'hôte,

- une deuxième phase sarcophage de 1 à 1,5 jours au cours de laquelle la larve dePsyllaephagus euphyllurae fortement mandibulée consomme tous les organes de l'hôte à l'exception des téguments qui sont alors momifiés.

Pendant la 1ère période, la digestion commence à être visible chez une larve âgée de 3 jours, et durant la 2ème période, elle suit l'ingestion des organes de l'hôte qui sont sous forme de fragments non reconnaissables dans le tube digestif moyen.     

Conservation dans le sol de trois germes pathogènes pour les larves deMelolontha melolontha [Col.: Scarabaeidae]

La durée de conservation dans deux types de sol: une tourbe de pH=3,5 et une terre argilo-sableuse de pH=6,6, de trois agents pathogènes pour les larves du Hanneton commun,Melolontha melolontha L.:Bacillus popilliae var.melolontha, Rickettsiella melolonthae, Entomopoxvirus melolonthae a été étudiée en contaminant par le broyat de larves atteintes de chacune des maladies 4 litres de ces deux substrats qui ont été répartis en boîtes de polystyrène et en pots à fleurs placés soit dans un sol engazonné à l'extérieur, soit en laboratoire à 5°, 13° et 20°C. A intervalles réguliers des larves jeunes ont été mises en élevage à 20°C dans ces substrats contaminés. Après 4 ans le virus détermine sensiblement la même mortalité quelles que soient les modalités de conservation du sol. Mais l'altération du pouvoir pathogène en fonction du temps se traduit par une augmentation très signifcative des délais de manifestation de la maladie. Par contre la bactérie et la rickettsie perdent beaucoup de leur activité au bout de deux ans. La persistance d'un pouvoir pathogène des rickettsies introduites dans le sol est facilitée lorsqu'il s'agit de terre plutôt que de tourbe et si celle-ci est maintenue à basse température. Les conséquences épizootiologiques de ces résultats sont décrites en fonction du cycle évolutif du Hanneton commun: un délai de survie du germe de deux ans est nécessaire pour le maintien d'une maladie des vers blancs dans un site donné compte tenu de la période, de cette aurée, pendant laquelle l'activité larvaire est nulle ou insuffisante pour assurer la contamination des insectes, lorsque celle-ci s'effectue par voie orale.     

Les aptitudes trophiques et reproductrices des femelles deSemiadalia undecimnotata [Col.: Coccinellidae]

Résumé Les femelles de la coccinelleSemiadalia undecimnotata Schneider ingèrent environ 20 mg d'aphides par jour à 22°C lorsqu'il y a surabondance de proies. Dans les premiers jours qui suivent la mue imaginale, ces prises alimentaires provoquent une augmentation sensible du poids corporel des femelles qui par la suite oscille autour d'une valeur moyenne relativement stable. La rapidité de la maturation dépend de la ration alimentaire disponible pour les femelles. L'émission des premiers œufs se produit lorsque les femelles ont ingéré de 70 à 90 mg de proies. Pendant la période de ponte, il existe une relation linéaire étroite entre la consommation alimentaire et la ponte exprimées en poids frais et sous forme cumulée. Elle pourrait permettre d'envisager le dénombrement des œufs produits par les femelles comme un moyen d'estimer partiellement leur activité trophique. Toutefois au sein de la population considérée, les aptitudes reproductrices sont très hétérogènes. Cette variabilité, qui est observée dans des conditions constantes d'élevage et qui est indépendante du poids initial des individus, pourrait être d'origine génétique: dans cette éventualité, il est peut-être possible de sélectionner les femelles en fonction de leur efficacité trophique ou de leurs capacités reproductrices.

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Summary The females of the lady bird beetleS. undecimnotata Schneider ingest an average of 20 mg of aphids per day at a temperature of 22°C and in trophic conditions that are plethoric. In the first days after emergence, this feeding induces an appreciable increase of body-weight that later remains steady. Ovarian growth is depeneent on the number of prey available to females. The release of the first eggs occurs when females have ingested about 70 to 90 mg of prey. During the reproductive stage, a narrow linear relationship links feeding consumption to egg-laying, this being expressed cumulatively in mg. This relationship allows the counting of eggs produced by females to be considered as a means of partly estimating ingestion. In the population studied, the trophic and reproductive capacities are very dissimilar. This variability observed in steady conditions of breeding is not dependent on the initial body-weight of the females and seems to have a genetic source. In this eventuality, it is perhaps possible to select the females according to their trophic efficiency or to their reproductive capacities.

     

La biodiversité entomologique comme source d’aliments à Kinshasa (République démocratique du Congo)

L’exploitation des produits forestiers non ligneux dont notamment les insectes comestibles jouent un rôle important dans les habitudes alimentaires et économies locales des populations autochtones du bassin du Congo. Bien que la consommation d’insectes en République Démocratique du Congo soit une pratique ancienne, l’inventaire et l’identification taxonomique des espèces consommées ainsi que la caractérisation de la filière « entomophagie » sont encore mal maitrisés. Toutefois, nos études axées sur la ville de Kinshasa ont permis d’inventorier 14 espèces comestibles régulièrement consommées. Elles appartiennent à l’ordre des Lépidoptères (46,7%), des Isoptères (18,6%), des Orthoptères (17,6%), des Coléoptères (9,7%) et des Hyménoptères (3,7%). De façon générale, 80% de la population de Kinshasa consomment au minimum une espèce d’insecte 5 jours par mois avec des quantités variant de 66,4 à 154 g d’insectes par personne par jour en fonction des différents ordres. Les acteurs de la filière sont majoritairement des femmes. Les revenus générés par l’activité concourent au bien-être des ménages, à la réduction de la pauvreté et de l’insécurité alimentaire dans de la capitale Kinshasa.     

Observations on two species ofSystoechus (Diptera: Bombyliidae) preying on the desert locust,Schistocerca gregaria (Forskål), in Eastern Africa

Résumé Les larves de deux espèces deSystoechus (somali oldroyd etaurifacies greathead), attaquent les œufs du criquet pèlerin (Schistocerca gregaria Forsk?l) en Afrique orientale. La morphologie des larves et des pupes de ces deux espèces et de deux autres a été étudiée en détail. Les larves sont presque identiques; seulement quelques faibles différences ont été observées dans la forme des sclérites céphaliques. Les pupes, d'autre part, présentent des caractères plus distincts. La distribution duSystoechus parmi les lieux d'oviposition duSchistocerca et parmi les oothèques d'une même station est très irrégulière. Chaque larve demande 8–10 œufs (c'est-à-dire un huitième d'une oothèque) pour le développement complet. On trouve souvent plus d'une larve dans l'oothèque, mais il n'en résulte pas la destruction de tous les œufs. Le développement larvaire et le stade de pupe durent chacun à peu près une semaine, mais la larve développée passe dans le sol une période de repos dont la durée varie de plusieurs mois à plusieurs années. Les pluies déclenchent la formation des pupes; toutes les larves ne se transforment pas à la première pluie; en conséquence, l'éclosion des adultes est très échelonnée.      

Effectiveness of larvae ofSyrphus ribesii andS. Corollae [Diptera: Syrphidae] as predators onMyzus persicae [Homoptera: Aphididae]

Capture efficiency, handling time and functonal response to prey density were studied in larvae ofSyrphus ribesii (L.) andS. corrollae (Fabr.) eatingMyzus persicae Sulz. at 20°C, 16 hrs light. First instar larvae ofS. ribesii had distinctly higher capture efficiency than 1st instar larvae ofS. corollae, both versus 1st instar and adult aphids. Second and 3rd instar larvae of both species seemed to prefer adult rather than 1st instar aphids, but no distinct difference in capture efficiency between the species was found. On comparable stages,S. ribesii always had shorter handling time thanS. corollae and it appeared in both species to be correlated with size of prey and predator. Handling time was thus shortest when 3rd instar larvae consumed 1st instar aphids. During one hour, 3rd instar larvae ofS. ribesii consumed aphids in quantities almost linearly dependent on aphid density (5, 10, 20 and 40 adult aphids/100 cm²), although the response also could roughly be described byHolling's “basic functional response curve”. On the contrary, 3rd instar larvae ofS. corollae soon reached a maximum consumption during one hour, being almost constant (5–7 aphids) at prey densities ≥10 aphids/100 cm².

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Résumé L'efficacité prédatrice (proportion de toutes les rencontres entre larves de syrphes et pucerons se terminant par la capture et la succion de pucerons), la durée d'activité et la relation entre l'absorption de nourriture et la densité des proies (5, 10, 20 et 40Myzus persicae Sulz. aptères au 5^e stade larvaire/100 cm²) ont été étudiées chez des larves deSyrphus ribesii (L.) etS. corollae (Fabr.) à 20°C et 16 h de photopériode. Les L₁ deS. ribesii présentent une efficacité prédatrice des pucerons des premier et dernier stades nettement plus élevée que les L₁ deS. corollae (S. ribesii: 71 et 38%;S. corollae: 42 et 0%). Chez les larves des 2^e et 3^e stades, on n'a observé aucune différence d'efficacité prédatrice entre les 2 espèces, mais une préférence pour les pucerons adultes. La durée d'activité deS. ribesii est dans tous les cas plus courte que celle deS. corollae pour un même stade de larves et de pucerons. Une corrélation positive semble exister entre la taille des proies et celle des prédateurs. La durée d'activité est la plus courte pour des prédateurs en L₃ s'alimentant de pucerons au premier stade (1,3 mn chezS. ribesii et 2,3 mn chezS. corollae). L'absorption de nourriture enregistrée en une heure chezS. ribesii varie presque linéairement avec la densité des pucerons; elle correspond d'autre part assez bien à la formule deHolling. L'absorption de nourriture parS. corollae atteint un maximum de 7 pucerons à l'heure et demeure pratiquement constante à partir d'une densité≥10 pucerons/100 cm².

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The author wishes to thank techn. ass.Bodil Horgen for assistance during the experiments     

Imported and indigenous natural enemies of citrus coccids and aphids in Cyprus,and an assessment of their potential value in integrated control programmes

Résumé L'application d'insecticides de contact sur lesCitrus à Chypre a apporté des perturbations à l'équilibre naturel si bien que certains insectes nuisibles ont pris une importance accrue et de sévères infestations d'insectes normalement sans importance sont survenues. Ceci est particulièrement sensible dans le cas des Coccides. La situation dans les cultures non traitées révèle de fa?on évidente que, à partLepidosaphes beckii newm., les cochenilles nuisibles ont des ennemis naturels capables d'assurer un contr?le économique en l'absence de facteurs adverses susceptibles de freiner leur activité. L'équilibre naturel du Pou rouge (Aonidiella aurantii mask) est très facilement bouleversé. Il devient spécialement dangereux quand les insecticides de contact sont utilisés. Les ennemis les plus fréquents des Cochenilles desCitrus sont répertoriés. Dans quelques cas, l'importance relative des espèces attaquant certains insectes nuisibles dans des situations variées, est précisée. L'importation de 5 espèces d'Aphytis est notée. L'intégration de la lutte chimique qui est nécessaire avec la lutte biologique est discutée. Enfin, les moyens de détermination des programmes de traitements sont esquissés.      

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.     

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.

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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.

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

Adaptation d'Oecophylla longinoda [Formicidae-Formicinae] aux variations spatio-temporelles de la densité de proies

Résumé L'activité prédatrice de 12 sociétés d'Oecophylla longinoda Latreille a été étudiée durant 124 h d'observations pendant lesquelles 2 482 proies ont été capturées. La prédation s'exerce sur les arbres supportant les nids ainsi que sur des territoires ?secondaires? habituellement situés sur le sol. Les 7 situations suivantes sont comparées: 1) En forêt, durant les périodes ?habituelles?; 2) Durant le passage d'une colonne de Magnans; 3) Le territoire de chasse ?secondaire? d'une société installée sur un arbre situé en bordure de rivière correspond à une zone où de nombreux insectes se concentrent pour s'abreuver; 4) L'arbre support est un manguier dont on suit le cycle biologique (inter-saison, floraison, fruits m?rs) et son impact sur la prédation par lesOecophylla; 5) On compare la situation ?habituelle? à ce qui se passe lorsqu'un essaimage de Termites est rabattu sur les territoires d'une société; 6) Le territoire ?secondaire? est situé sous la véranda d'une maison éclairée chaque nuit où de nombreux insectes ailés sont attirés; 7) Les territoires ?secondaires? de 2 sociétés étant contigus, on compare les périodes de combats aux périodes calmes. Les territoires ?secondaires? sont situés sur des zones de concentration en proies (insectes de la litière des forêts, zones où ils viennent s'abreuver, attraction par la lumière, la nuit). LesOecophylla y capturent souvent des insectes aptères, cas relativement rare sur l'arbre support. Ces territoires sont défendus contre les ouvrières d'autres sociétés. Du fait de leur territorialité très marquée avec surveillance permanente du territoire et un recrutement très efficace, lesOecophylla répondent très rapidement à toute prolifération en proies. A cela s'ajoute une grande diversité de proies potentielles de sorte que cette espèce peut être considérée comme très efficace en lutte biologique, les ouvrières réagissant spécifiquement à toute abondance d'un type d'insecte. Pour une société comprenant 12 calies, le nombre de proies capturées par an est de l'ordre de 45 000. Ramené à un nombre équivalent d'individus et de jours d'activité, il est du même ordre que celui desFormica lugubris (Cherix, 1986).      

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.     

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.