VARIABILITE INTERANNUELLE DES PRECIPITATIONS DANS LES LES ALPES DU SUD

POUR LA PERIODE (1951\ 2000) : ANALYSES STATISTIQUES DES SERIES


 

 Michaël Berthelot, Doctorant à L’Université François Rabelais, Tours

Alain Génin, Maître des conférence à L’université François Rabelais, Tours

Dominique Gourdon, Météo France, CDM, Indre et Loire.

 

RESUME

Les régions montagneuses se caractérisent par des écosystèmes sensibles et par l’apparition fréquente de phénomènes météorologiques extrêmes et de catastrophes naturelles. C’est le cas des écosystèmes des Alpes du Sud qui font face à des sécheresses estivales plus ou moins marquées.

Plusieurs simulations climatiques indiquent un accroissement des précipitations de début d’hiver sur l’ensemble du bassin méditerranéen alors que les quantités de précipitation en été ne changent peu (C. Hoff et S. Rambal, 1999).

Dégager une tendance sur les précipitations à partir des observations est difficile en raison de leur imprévisibilité. Toutefois, l’analyse des longues séries climatiques reste certainement la méthode la plus sûre. Cette étude présente l’intérêt de certaines méthodes statistiques pour interpréter la variabilité temporelle des précipitations. L’analyse des précipitations annuelles et montre une augmentation des précipitations annuelles depuis le début de la décennie 1990 due à l’augmentation des pluies du début d’hiver et de printemps et une très grande irrégularité mensuelle.

 

Les Alpes méridionales sont composées de deux grands ensembles : les Préalpes du Sud et les massifs internes du Mercantour au Queyras (E. Bénévent, 1926 ; R. Balseinte, 1966).

Les Préalpes du Sud englobent l’ensemble de la façade ouest jusqu’à la Basse    Durance, ainsi que les Préalpes de Digne et l’extrême sud-est. Les altitudes représentent de fortes amplitudes puisque nous descendons jusqu’en plaine vers la vallée du Rhône alors que le Dévoluy dresse ses sommets à plus de 2600 m, seul le massif isolé du Ventoux atteint 1910 m dans le Vaucluse. Les massifs internes ont des altitudes beaucoup plus élevées, certaines cimes des Alpes Maritimes atteignent 3100 m, alors que dans les Ecrins le Pelvoux avoisinent 3950 m.

La description générale de la pluviométrie des Préalpes permet de justifier leur appartenance au domaine méditerranéen. Les cumuls de précipitations restent modestes avec cependant quelques exceptions comme l’extrême sud-est. Les pluies tombent d’une manière violente et s’étalent sur un petit nombre de jours. La sécheresse estivale touche l’ensemble du domaine préalpin mais le quart nord-ouest détient la particularité d’observer une relative carence en hiver, phénomène qui nuance l’influence méditerranéenne dans cette région.

Par leur régime pluviométrique, les Alpes internes du Sud semblent détenir un climat particulièrement difficile. L’influence méditerranéenne et les hautes altitudes engendrent d’importantes nuances. Les Alpes Maritimes ont des précipitations correctes, par rapport au reste des massifs centraux, mais les pluies sont conséquentes seulement sur les plus hauts sommets. En été les massifs internes ne sont pas à l’abri d’orages violents qui viennent rompre une ambiance de sécheresse. En automne, les grands abats méditerranéens qui sévissent sur les Préalpes, peuvent déborder à l’intérieur des Alpes Maritimes.

L’expression « climat méditerranéen » évoque des images souvent idylliques d’ensoleillement. Toutefois, les régions méditerranéennes de la France, comme celles des pays voisins, sont parfois frappées par des précipitations diluviennes accompagnées de crues éclairs dévastatrices, voire meurtrières, comme à Nîmes en octobre 1988 ou à Vaison-la-Romaine en septembre 1992. Une étude publiée récemment (V. Jacq, 1994) a montré que ces situations sont relativement fréquentes dans le sud-est de la France puisque 144 épisodes de plus de 190 mm en 24 heures ont été dénombrés entre 1958 et 1994.

 

1.      Variabilité interannuelle des précipitations dans les Alpes du Sud : Analyses statistiques des séries chronologiques.

 

De nombreuses interrogations peuvent être posées quant aux causes, aux conséquences, voire à l’existence d’une variabilité de la pluviométrie dans les Alpes méridionales. La première question concerne un éventuel changement de la pluviométrie annuelle. Il est délicat d’avancer une tendance générale depuis 1951 même si la répartition annuelle des précipitation de cette dernière décennie (1990 / 2000) a été particulièrement irrégulière d’une année à l’autre. Cependant, quelques indices laissent supposer que l’évaluation de certaines tendances est compatible avec les prévisions des modèles climatiques (C. Ghislain et B. Henrion, 2001).

Les séries pluviométriques se caractérisent fréquemment  par des effectifs faibles, et ne répondent que rarement aux conditions requises pour l’application de tests statistiques dont certains sont paramétriques. Les tests non paramétriques ne font pas d'hypothèse sur la nature de la distribution de probabilité de la variable définissant la série des observations.

L’objectif de cette étude est de chercher à évaluer le comportement de quelques méthodes statistiques largement employées dans les recherche de variabilité climatique. La variabilité simulée est celle d’un changement brutal de la moyenne. Les procédures concernées sont le test de corrélation sur le rang, le test de Pettitt et le test de Buishand (H. Lubes-Niel, 1998).

 

1.1  Matériel et méthode d’analyse statistique : les tests d’homogénéité

 

Une rupture peut-être définie par un changement dans la loi de probabilité des variables aléatoires dont les réalisations successives déterminent les séries chronologiques étudiées.

Le choix des méthodes retenues repose sur la robustesse de leur fondement et sur les conclusions d’une étude de simulation de séries aléatoires artificiellement perturbées. Elles permettent de détecter un changement dans la moyenne de la variable traitée dans la série. A l’exception de l’approche de Pettitt, « elles supposent un non changement de la variance de la série étudiée » (H. Lubes-Niel, 1998). Ces méthodes ne sont pas toutes adaptées à la recherche de plusieurs ruptures dans la même série.

L’approche de Pettitt est non paramétrique et dérive du test de Mann-Whitney. L’absence de rupture dans la série (xi) de taille N constitue l’hypothèse nulle. Les valeurs des deux échantillons sont regroupées et classées par ordre croissant. On calcule alors la somme des rangs des éléments de chaque sous-échantillon dans l'échantillon total. Une statistique est définie à partir des deux sommes ainsi déterminées, et testée sous l'hypothèse nulle d'appartenance des deux sous-échantillons à la même population.

La mise en œuvre de ce test suppose que pour tout instant t compris entre 1 et N, les séries chronologiques (xi) i= 1 à t et t+1 à N, appartiennent à la même population. Si l’hypothèse nulle est rejetée, une estimation de la date de rupture est donnée pour l’instant t, définissant le maximum de la valeur absolue de la variable (UtN).

La procédure de Buishand est de nature bayésienne et fait référence au modèle simple qui suppose un changement de moyenne de la série. Des valeurs critiques de la statistique U sont données par Buishand (1982) à partir d'une méthode de Monte Carlo. Pour tout changement de moyenne survenant au milieu de la série, la statistique U s'avère performante. La statistique U est une statistique robuste qui reste valide même pour des distributions de la variable étudiée qui s'écartent de la normalité. Les tests sont dits robustes lorsque leurs conditions d'application sont peu strictes.

Le test de Buishand se réfère au même modèle et mêmes hypothèses que l’approche de Lee et Heghinian. En cas de rejet de l’hypothèse nulle, aucune estimation de la date de rupture n’est proposée par ce test.

Ces deux méthodes sont utilisées à travers le logiciel KRONOSTAT qui permet une visualisation des résultats en format numérique mais aussi sous forme graphique.

 

1.2  Le choix des postes traités

 

La faible densité du nombre de stations dans notre zone d’étude ne facilite pas l’interprétation de la variabilité d’un paramètre météorologique. A ce problème vient s’ajouter l’irrégularité des séries chronologiques, soit parce que la station a changé d’emplacement à un certain moment ou parce qu’elle  a cessé de fonctionner pendant un certain temps. De ce fait, sur l’échantillon de 16 stations retenues, 6 seulement possèdent des données sur la période 1951 / 2000. Les données de certains postes ont été complétées avec des données corrigées du C.N.R.S. (banque de données de l’ER30). Les résultats obtenus sont d’autant plus significatifs que la période étudiée est longue.

L’ouest de la zone étudiée est assez bien représenté contrairement à l’est où ne figurent que trois postes (Briançon, Embrun, Barcelonnette) étant donnée la difficulté d’obtenir des données fiables sur une longue période, en particulier pour les postes d’altitude.

 


Tableau 1 : Liste des stations retenues pour les tests d’homogénéité.

 

1.3 1978 et 1992 : des années de rupture ?

 

Les résultats des deux méthodes appliquées sur les 16 postes indiquent que pour 10 d’entre eux, il y a une rupture correspondant à l’année 1978. De la même manière, 10 postes révèlent également une rupture pour l’année 1992.

Sur l’ensemble de l’échantillon retenu, seules les séries de données de 7 stations présentent les deux ruptures plus ou moins significatives.

Les tests de Pettitt et de Buishand ont été conçus pour détecter des ruptures significatives d’un point de vue instrumental. Toutefois, dans le cas présent, l’analyse de l’historique de chacune des stations ne montre aucune corrélation avec un éventuel changement de poste ou d’instrument de mesure. Les deux ruptures sont d’ordre climatique même si les deux dates ne présentent pas de réels bouleversements.

 

Figure 1 : Représentation des résultats du test de Pettitt pour Montségur-sur-Lauzon

Figure 2 : Représentation des résultats du test de Buishand pour Montségur-sur-Lauzon

 

1.3.1 Tentatives d’explication de la variabilité temporelle depuis 1951 : exemple de 3 postes

 

Il s’agit d’observer les années de ruptures détectées précédemment dans le contexte des précipitations annuelles depuis 1951. La figure 3 représente les écarts entre les moyennes annuelles depuis 1951 et les normales climatiques, calculées pour la période 1961 / 1990 pour trois postes (données disponibles depuis 1951 et ayant les deux ruptures aux tests précédents).

Sur chacune des courbes sont représentés quatre événements majeurs : la sécheresse de 1965 à 1967 (ou celle de 1976), l’année 1978, la sécheresse de 1988 à 1991 et l’année 1992.

Les trois postes retenus ne sont pas représentatifs de l’ensemble des Alpes du Sud, mais pour chacun d’entre eux, les années 1977 et 1978 interviennent après une longue période de sécheresse climatique (Résumé annuel du temps, 1978). De la même manière, l’année 1992 survient après une sécheresse climatique sévissant sur la France depuis 1988 (Bulletin climatique annuel, 1994).

 

L’étude de la relation entre L’Oscillation Nord-Atlantique (ONA) et la variabilité des précipitations sur l’Europe Occidentale est encore un important thème de recherche aujourd’hui (C. Galus, 2001). Le problème est complexe car les perturbations sont aussi gouvernées dans la haute atmosphère par un courant-jet très puissant qui souffle vers l’est.

L’Oscillation Nord-Atlantique est souvent mise en avant pour expliquer le climat européen (H. Wanner, 1999). Elle se manifeste par des différences de pression entre la dépression d’Islande et l’anticyclone des Açores, lorsqu’elles elles sont très marquées (indice positif), elles donnent lieu à un hiver frais et sec sur le sud de l’Europe et le sud de la France, mais à un hiver doux et humide sur le nord de l’Europe et de la France. Ce fut le cas entre 1988 et 1992. Lorsque l’indice est négatif (différence de pression plus faible que la normale d’hiver), les perturbations s’engouffrent en Méditerranée apportant d’abondantes précipitations sur l’Europe du Sud. L’Europe du Nord est sous l’influence de l’anticyclone de Sibérie avec des hivers froids et secs.

Néanmoins, ce paramètre ne permet pas à lui seul d’expliquer les phénomènes météorologiques en France. L’Europe subit en effet plusieurs influences climatiques (C. Galus, 2001). Certaines recherches démontrent que le climat européen obéit plutôt aux effets d’une oscillation de plus grande échelle, l’oscillation arctique.

  Figure 3 : Variabilité des précipitation de puis 1951 : écarts à la normale* et droite linéaire de tendance.

 

* Normales climatiques 1961 / 1990.

 

1.3.2 Une recrudescence des précipitations depuis 1990 ?

 

L’analyse de l’évolution d’un  paramètre météorologique est souvent délicate en raison de la faible densité du maillage géographique des stations météorologiques et de l’irrégularité des séries chronologiques. Cependant, malgré ce contexte, les trois postes présentent une série chronologique homogène (1951 / 2000). La courbe des tendances s’avère très peu pertinente. On peut tout juste observer une légère accentuation des écarts (positifs) à Lus-la-Croix-Haute depuis une dizaine d’années. Pour ce poste, la normale climatique (1961 / 1990) affiche une moyenne annuelle de 1070 mm. Toutefois, sur la dernière décennie, 8 années ont eu des totaux supérieurs à 1200 mm, voire même 1500 pour 1994 et 1995.

Sur l’étude réalisée sur la basse vallée du Rhône, S. Aubert (1993) souligne une baisse généralisée du nombre de jours de pluie depuis 1977 et une diminution des totaux annuels depuis cette date. L’auteur s’est appuyé sur la période 1964 / 1991 pour évaluer la variabilité (sur la station de Carpentras). Cependant, sur une période plus longue (1964 / 2000), cette affirmation est contestable car il est délicat d’enregistrer une baisse significative sur ce poste bien au contraire. La décennie 1990 / 2000 pourrait marquer une recrudescence des précipitations.

 

Figure 4 : Exemple de Carpentras, moyennes annuelles et tendance.

 

L’exemple de Carpentras démontre l’importance des précipitations de la décennie 1990 / 2000 ainsi que l’intérêt de leur prise en compte en terme de variabilité depuis1951.

Les tests statistiques d’homogénéité des séries ont permis de mettre en évidence deux dates de ruptures : 1978 et 1992. Les analyses des moyennes annuelles depuis 1951 ont mesuré la fiabilité de ces résultats. La fin des années 1970 et le début des années 1990 font apparaître des discontinuités notables entre chaque échantillon (avant et après 1978, avant et après 1992).

De multiples interrogations peuvent être formulées quant aux causes et aux conséquences voire même à l’existence d’une variabilité de la pluviométrie au cours de ces dernières décennies dans les Alpes du Sud. La pluviométrie annuelle a notablement changé durant les cinquante dernières années. Elles ont augmenté de façon importante mais tout aussi irrégulière depuis le début des années 1990. L’ONA peut être un élément d’explication mais certainement pas le seul.

 

2. Significativité de la variabilité des précipitations à l’échelle mensuelle avant et après les années 1978 et 1992

La problématique est d’interpréter la variabilité des précipitations à l’échelle mensuelle à partir des deux années de rupture déterminées dans le paragraphe précédent. La méthode consiste donc à mesurer les écarts entre les moyennes mensuelles des deux échantillons déterminés par la date de rupture. Quels sont les mois où les écarts sont les plus significatifs ?

Le test de Student est l’outil le mieux adapté à ce genre d’analyse. Il est utilisé pour effectuer la comparaison de deux moyennes ou encore pour tester la significativité d’un coefficient de régression. La question est donc de savoir si la différence entre la moyenne mensuelle de chacun des échantillons est significative ou non.

 

2.1  La méthodologie

  

Il s’agit de comparer les moyennes mensuelles avant et après les années de rupture détectées sur la période 1951 / 2000. Se limiter à la comparaison des deux moyennes ne suffit pas à interpréter une rupture significative. Le test de Student (méthode non paramétrique) semble être l’outil statistique le plus simple et le plus fiable pour tester les écarts entre les deux échantillons de données de taille différente (M. Evans ; N. Hastings ; B.  Peacock, 1993).

Le test de Student permet de répondre à la question suivante : la différence entre la moyenne observée et la moyenne de la population est-elle significative ou non ?

Le test t est calculé en effectuant le rapport de la différence des moyennes sur l’erreur standard et on obtient une valeur appelée « valeur de t » ou t observée.

La valeur observée est comparée aux valeurs contenues dans la table du t de Student. Cette table permet de déterminer pour la valeur observée (en fonction du nombre de degrés de liberté correspondant) le seuil de probabilité du t observé. Si la valeur absolue du t est supérieure à la valeur du t de la table de Student, on conclura soit que la différence est significative, soit que le coefficient est significativement différent de 0, selon l’emploi du test de Student. On considère communément qu’une valeur de t correspondant à un seuil p < 0,05 (95%) traduit une différence significative entre les moyennes. Si p < 0,01, alors la différence est très significative.

 

2.2   L’année 1978 marque le début de printemps et d’automne particulièrement pluvieux

 

2.2.1        Les excédents d’avril

 

Sur un échantillon de 10 stations, la moyenne des mois d’avril calculée sur la période 1979 / 2000 est largement supérieure à la moyenne de la période précédente. Sur certains postes, les écarts sont très marqués, en particulier à Lus-la-Croix-Haute (rapport de 1,5) et à Briançon ainsi qu’à Courségoules (rapport de 1,2).

 

Les mois d’avril ont été particulièrement pluvieux depuis 1978. Néanmoins, ces résultats sont à nuancer car ils peuvent être la conséquence de précipitations remarquables concentrées  sur une seule année. Il convient donc d’observer les écarts entre les précipitations d’avril et la moyenne de l’ensemble de ces mois sur la période 1951 / 2000 . Les observations ont été faites sur l’ensemble des postes et présentent des caractères homogènes d’une station à l’autre.

Les bulletins climatiques montrent que la France souffre d’une sécheresse climatique pendant le mois d’avril depuis la fin des années 1970. Toutefois, l’ensemble du Sud-Est du pays échappe à cette règle. En avril 1993, la moyenne mensuelle sur les Alpes du Sud avoisinait 120 mm, alors que le reste de la France était déficitaire. Dans le Vaucluse, la station de Saint-Christol relevait un cumul de 120 mm. Le mois d’avril 1993 fut le plus pluvieux depuis 1957 sur le Sud-Est de la France (160 mm à Saint-Auban, 150 mm à Guillaumes et 90 mm à Briançon). Cette pluviosité excédentaire par rapport à la normale se retrouve pour les années 1995, 1996 et 1998 avec 223 mm à Montjoux, 170 mm à Lus-la-Croix-Haute et 142 mm à Digne.

Figure 5 : Moyennes des mois d’avril sur les deux périodes pour 10 postes

 

2.2.2        Vers des mois d’octobre plus pluvieux après 1978 ?

 

 

Comme pour le mois d’avril, la rupture de 1978 fait ressortir le mois d’octobre comme particulièrement pluvieux sur la période 1979 / 2000 par rapport à la période précédente. A l’exception de Saint-André-les-Alpes, l’ensemble des postes retenus observe des écarts positifs. Une nouvelle fois, les stations de Courségoules et de Lus-la-Crois-Haute montrent des écarts très importants.

Les écarts positifs par rapport à la moyenne, calculée pour la période 1951 / 2000, sont répartis de façon très irrégulière de 1979 à 2000. Néanmoins, trois périodes sont mises en évidence. Le mois d’octobre 1987 enregistre certaines valeurs exceptionnelles : 191 mm à Tallard et 408 mm à Courségoules. Le début de la décennie 1990 comporte les mois d’automne les plus pluvieux jamais enregistrés (P. Carrega, 1993). En octobre 1991, les précipitations sont 15% à 25% supérieures à la normale climatique suite à des remontées méditerranéennes instables à caractère orageux . Les cumuls ont atteint 150 mm à Saint-Martin-Vésubie et à Séderon et 100 mm à Embrun. Ces phénomènes se poursuivent pour les années 1992 et 1993 avec des cumuls souvent excédentaires.

De 1994 à 1998, les abondantes précipitations semblent marquer une trêve sur l’ensemble du pays. En octobre 1999, le Sud-Est de la France subit de violentes intempéries à plusieurs reprises, le cumul pour ce mois atteint 314 mm à Courségoules et 223 mm à Saint-Christol. Les valeurs de l’année 2000 restent dans la continuité de celles de l’année précédente avec des excédents généralement supérieurs à 25% par rapport à la normale climatique.

Toutefois, le nombre de mois d’octobre excédentaire par rapport à la moyenne 1951 / 2000 est très faible. En effet, sur 21 années que compte la période 1979 / 2000, l’analyse sur l’ensemble des postes montre qu’en moyenne huit années ont enregistré un mois d’octobre excédentaire.

 

Figure 6 : Moyennes des mois d’octobre sur les deux périodes pour 10 postes

 

  

2.3  Vers des hivers plus secs et des automnes excédentaires depuis 10 ans ?

 

2.3.1        Une sécheresse climatique en mars

 

Sur 10 postes, la moyenne des mois de mars de la période 1993 / 2000 est  inférieure à celle de 1951 / 2000. Les écarts sont très marqués à Courségoules où le rapport est de 0,3 entre les deux périodes. Ils sont tout aussi important à Lus-la-Croix-Haute (0,5) et à Barcelonnette (0,4).

A Saint-Martin-Vésubie, la normale climatique (1961 / 1990) est de 100 mm au mois de mars. Depuis 1992, seule mars 1999 a été supérieur à la normale, les autres années ont eu des cumuls inférieurs à 40 mm et parfois même égales à 3 mm pour les mois de mars 1996 et 1997. Quel est le caractère pluviométrique du mois de mars depuis 1993 ?

La décennie 1990 est caractérisée par une sécheresse climatique en mars qui s’est accentuée depuis 1992. Le mois de mars 1993 a été le plus sec de la France continentale depuis 1957. Dans les Alpes du Sud, le bilan est nuancé. Un grand nombre de postes relèvent des cumuls déficitaires : 9 mm à Château-Arnoux comme à Saint-Martin-Vésubie et 15 mm à Digne ainsi qu’à Embrun.

Tout comme en 1994, le mois de mars 1995 a été déficitaire. L’ensemble des postes du Sud-Est de la France a des cumuls inférieurs à 50 mm ; de la côte méditerranéenne jusqu’à Aubenas (Cévennes), les précipitations n’ont pas dépassé 20 mm. Sur la carte du rapport à la normale climatique, le quart Sud-Est est déficitaire jusqu’à 95% à Aubenas. En mars 1997, le cumul de précipitation est parfois égal à 0. Cette sécheresse climatique est assez marquée dans les Alpes du Sud qui enregistrent moins de 5% de la normale. En 1998, le déficit atteint 80% dans les Alpes Maritimes. Le mois de mars 1999 vient rompre la sécheresse qui sévit, sur ce mois, sur l’ensemble du pays depuis 1992. Les importantes précipitations de la première décade ont permis aux quantités reçues d’approcher les normales climatiques.

La sécheresse climatique est un phénomène bien connu dans les Alpes du Sud, principalement au milieu de l’hiver et pendant les trois mois d’été (C. Meyzenq, 1984). Depuis le début des années 1990, le mois de mars accuse un sérieux déficit avec des conséquences parfois désastreuses (H. Blöchliger, 1998).

 

Figure 7 : Moyennes des mois de mars sur les deux périodes pour 10 postes

 

 

 2.3.2        Une concentration des pluies exceptionnelles en novembre

 

Le mois de novembre présente des excédents significatifs depuis 1992. Les postes témoins confirment ces excédents du mois de novembre. Lus-la-Croix-Haute et Saint-André-les-Alpes se distinguent à nouveau par des écarts importants. Il convient de s’interroger sur les caractères de ce mois durant la dernière décennie.

Sur les huit années de la seconde période (1993 / 2000), seules quatre ont eu des cumuls de novembre excédentaires par rapport à la moyenne (1951 / 2000). Il s’agit des années 1994, 1996 et 2000 .

En novembre 1994, les perturbations d’origine méditerranéenne ont été importantes générant des cumuls remarquables à Lus-la-Croix-Haute avec 160 mm et 378 mm à Courségoules. Dans toute la France, les cumuls sont excédentaires par rapport à la normale climatique pour ce mois.

Le mois de novembre 1996 est caractérisé par des cumuls mensuels partout supérieurs à 200 mm. A Saint-Auban, le nombre de jours de pluie est deux fois plus important que la normale. La station de Saint-Christol relevait un cumul de 330 mm soit trois fois plus que la normale.

La première décade de novembre 2000 a été marquée par d’importantes chutes de neige sur le quart Sud-Est de la France. D’abondantes précipitations ont succédé à la neige apportant des quantités de pluie considérables : 385 mm à Saint-Martin-Vésubie (la normale pour ce mois y est de 160 mm) et 211 mm à Embrun soit deux fois plus que la normale.

Les précipitations de novembre, tout comme celles d’octobre, sont souvent associées aux catastrophes pluvieuses et aux abats méditerranéens (type cévenol) dans le Sud-Est de la France. Il y a effectivement une concentration de ces pluies exceptionnelles (supérieures à 200 mm en 24 heures) de la deuxième décade d’octobre jusqu’à la fin du mois de novembre (G. Staron, 1993). Toutefois, il est délicat d’interpréter la variabilité de ces phénomènes très ponctuels. Depuis 1915, on dénombre 166 épisodes sur l’ensemble du Sud de la France. Le département du Vaucluse a enregistré 5 épisodes entre 1958 et 1996, 11 dans les Alpes Maritimes et 2 dans les Alpes-de-Haute-Provence (A. Brugère, 1999).

Avec le mois d’octobre, novembre est le mois le plus pluvieux de l’année dans les Alpes du Sud. Il est caractérisé par des phénomènes intenses qui déposent d’importantes précipitations en peu de temps. Ces épisodes sont très irréguliers d’une année à l’autre et leur période de retour est difficile à calculer.

 

Figure 8 : Moyennes des mois de novembre sur les deux périodes pour 10 postes.

 

  Conclusion

 

Le début des années 1990 est une période importante dans l’interprétation de la variabilité des précipitations depuis 1951. Au cours du XX ème siècle, le monde méditerranéen aurait eu une baisse des précipitations de 20% (C. Ghislain et B. Henrion, 2001). Sur la période 1930 / 1990, la moyenne des stations du Sud-Est de la France donne également une diminution de l’ordre de 7% sur soixante ans (J.P. Béthoux, 1999). A l’échelle de la basse vallée du Rhône, la baisse du cumul annuel et du nombre de jours de précipitations (> 0,1 mm) serait significative (S. Aubert, 1993). Ces conclusions sont basées sur des études faites sur des périodes antérieures à 1990. En revanche, en incluant les valeurs de 1990 / 2000, les résultats diffèrent et mettent en évidence les excédents des précipitations de cette décennie. L’indice de l’Oscillation Nord-Atlantique est aussi un paramètre à prendre en compte pour mesurer la variabilité de la pluviométrie en Europe. Le mode négatif a prédominé entre 1953 et 1977 (H. Wanner, 1999), période pendant laquelle les hivers en Europe ont été rigoureux (1956 et 1962). Depuis 1977, le mode positif est prépondérant, s’accompagnant de pluies abondantes surtout en Europe du Nord.

La variabilité mensuelle des pluies dans les Alpes du Sud se distingue par sa très grande hétérogénéité depuis 1978. Cette date marque le début d’un renforcement des précipitations en avril (seulement sur le Sud-Est de la France) ainsi qu’en octobre sous forme de fortes averses (G. Staron, 1993).

Coïncidence ou corrélation, la période 1990 / 2000 est considérée comme la plus chaude du XX ème siècle. De nombreux travaux sont effectués sur la corrélation entre la variabilité des précipitations et l’élévation de la température (C. Ghislain et B. Henrion, 2001).

Les faibles précipitations d’hiver sont connues du monde méditerranéen, mais depuis le début de la décennie 1990, elles se prolongent jusqu’en mars. Les mois de novembre 1994, 1996, 2000 resteront dans les archives pour leurs importantes précipitations sur le Sud-Est de la France.

Il faut noter que pour chacune des analyses, ce sont les postes les plus méridionaux (Courségoules) et les plus continentaux (Lus-la-Croix-Haute) qui paraissent être les plus sensibles à un éventuel changement du régime des précipitations.


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