Issuu

Kwaliteitscontrole van de patrijzentellingen van 2021 Telling door lokale jagers en een externe partij Thierry Onkelinx, Raïsa Carmen INBO.BE natuurenbos.be

Auteurs: Thierry Onkelinx

, Raïsa Carmen

Reviewers: Thomas Scheppers Het INBO is het onafhankelijk onderzoeksinstituut van de Vlaamse overheid dat via toegepast wetenschappelijk onderzoek, data‐ en kennisontsluiting het biodiversiteitsbeleid en ‐beheer onderbouwt en evalueert. Vestiging: INBO Brussel VAC Brussel ‐ Herman Teirlinck, Havenlaan 88 bus 73, 1000 Brussel https://www.vlaanderen.be/inbo e‐mail: thierry.onkelinx@inbo.be Wijze van citeren: Onkelinx, T. & Carmen, R. (2021). Kwaliteitscontrole van de patrijzentellingen van 2021. Telling door lokale jagers en een externe partij. Rapporten van het Instituut voor Natuur‐ en Bosonderzoek 2021 (45). Instituut voor Natuur‐ en Bosonderzoek, Brussel. DOI: 10.21436/inbor.52401745 D/2021/3241/283 Rapporten van het Instituut voor Natuur‐ en Bosonderzoek 2021 (45) ISSN: 1782‐9054 Verantwoordelijke uitgever: Maurice Hoffmann Foto cover: Patrijs op een akker. © Rollin Verlinde, Vildaphoto.net Dit onderzoek werd uitgevoerd in samenwerking met: Agentschap voor Natuur en Bos VAC Brussel ‐ Herman Teirlinck Havenlaan 88 bus 75 1000 Brussel https://natuurenbos.be

Dit werk valt onder een Creative Commons Naamsvermelding 4.0 Internationaal‐licentie.

KWALITEITSCONTROLE VAN DE PATRIJZENTELLINGEN VAN 2021 Telling door lokale jagers en een externe partij Thierry Onkelinx, Raïsa Carmen

10.21436/inbor.52401745

Inhoudsopgave

Inhoudsopgave . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Inleiding . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Voorbereiding . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

3 3.1 3.2 3.3

Statische verwerking . . . . . . Basismodel . . . . . . . . . . . Invloed van het aantal bezoeken Anomalieën . . . . . . . . . . .

. . . .

5 5 6 7

Extra kwaliteitscontrole . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Besluit . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Referenties . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

. . . .

Gebruikte software . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// www.vlaanderen.be

10.21436/inbor.52401745

Pagina 1 van 13

INLEIDING

In het voorjaar van 2021 monitorden de lokale jagers de patrijs aan de hand van een gestandaardiseerde telprotocol (Anonymous, 2021). Hiertoe heeft het INBO de open ruimte binnen jachtterreinen aangesloten bij een WBE opgedeeld in telblokken waarvan de oppervlakte open ruimte meestal tussen 50 ha en 150 ha schommelt, met een maximum van 181 ha (Onkelinx, 2021a). In 2020 gaven 74 WBE’s aan deel te nemen aan de tellingen in het voorjaar 2021. In een aselecte set van telblokken monitorde een externe partij (Hoka Hey Wildlife Management) de patrijs aan de hand van hetzelfde gestandaardiseerde telprotocol. Deze aselecte set omvat telhokken uit 40 van de 74 WBE’s. Deze monitoring gebeurde in overleg met de lokale jager en vaak samen met de lokale jager. Hierdoor moeten we dit eerder als een vorm van opleiding van de lokale jagers aanzien en niet als een onafhankelijke controle. In dit document gaan we na of we een verschil in gemiddelde dichtheid kunnen waarnemen tussen de telblokken die de lokale jagers monitoren in vergelijking met de telblokken waar de externe partij onder‐ steuning bood. Dit geeft een beeld over de algemene kwaliteit van de aangeleverde gegevens van de jagers. Daarnaast voeren we een eerste kwaliteitscontrole uit op de telgegevens van de jagerij.

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// Pagina 2 van 13

10.21436/inbor.52401745

www.vlaanderen.be

VOORBEREIDING

We baseren ons op de individuele waarnemingen die het Agentschap voor Natuur en Bos digitaal aanle‐ verde aan het Instituut voor Natuur‐ en Bosonderzoek. In eerste instantie moeten we van elke waarneming over volgende informatie beschikken: • Locatie als x en y coördinaten in de Lambert 72 projectie (EPSG 31370). Waarnemingen zonder coördinaten zijn onbruikbaar. • Telblok dat onderzocht wordt. Merk op dat de locatie van een waarneming buiten het huidige tel‐ blok kan liggen. Een veel voorkomend probleem zijn telbloknummers die niet in de officiële lijst voorkomen (o.a. door tikfouten). In de mate van het mogelijke hebben we die manueel rechtgezet. Waar dat niet mogelijk was, hebben we ze toegekend aan het telblok dat de waarneming bevat. Een waarneming met een foutief telbloknummer dat we niet manueel konden rechtzetten en buiten een telblok viel, moeten we noodgedwongen verwijderen uit de analyse. • Datum van de monitoring. De combinatie van het telbloknummer en de datum van de monitoring definieert een unieke telling. Dat is van belang bij de clustering. We veronderstellen dat alle waarne‐ mingen van patrijs tijdens een unieke telling verschillende dieren zijn. Bij een aantal waarnemingen ontbrak de datum. Elk van deze waarnemingen beschouwen we daarom noodgedwongen als een unieke telling (met slechts een waarneming). • Code van de waarneming. Waarnemingen met de code KN (koppel zonder roepactiviteit) of KR (kop‐ pel met roepachtiviteit) beschouwen we als waarneming van een koppel. Alle overige waarnemingen zetten we in een tweede groep waarnemingen, ongeacht de code. Ook wanneer de code niet over‐ eenkomt met een van de voorgeschreven codes in Anonymous (2021), plaatsen we de waarneming in deze tweede groep. Hoewel de lokale jager vaak samen met de externe partij de tellingen uitvoerde, diende de lokale jager zijn eigen telgegevens ook te rapporteren. Dit heeft als gevolg dat we voor de betrokken telblokken meer tellingen beschikbaar hebben dan voor de andere telblokken. Voor de telblokkken met tellingen door zowel de lokale jager als de externe partij, gebruiken we voor deze analyse enkel de waarnemingen van de externe partij. Door omstandigheden heeft de externe partij, na overleg met de opdrachtgever, een beperkt aantal telblokken slechts gedeeltelijk onderzocht. Deze telblokken houden we voorlopig buiten beschouwing voor deze analyse. Aangezien we in principe vier tellingen per telblok hebben, is de kans reëel dat we patrijzen tijdens meer‐ dere tellingen waarnemen. Hoe dichter bij elkaar twee waarnemingen van een verschillende telling zijn, hoe groter de kans dat het over hetzelfde dier gaat. Voor meer informatie over het combineren van tel‐ gegevens van meerdere tellingen verwijzen we naar de toelichting van de analysemethode (Scheppers & Carmen, 2021). We starten eerst met alle waarnemingen van koppels. In eerste instantie beschouwen we elke waarneming als afzonderlijke cluster. Vervolgens kijken we welke paar waarnemingen van verschillende tellingen1 het dichtst bij elkaar gelegen zijn. Als de afstand tussen deze waarnemingen kleiner dan of gelijk is aan 336 m, bundelen we de waarnemingen in dezelfde cluster. Voor meer informatie over het tot stand komen van deze afstand verwijzen we naar (Scheppers & Carmen, 2021). Vervolgens gaan we opnieuw op zoek naar de tweede dichtst bij elkaar gelegen clusters met waarnemingen van verschillende tellingen. Bestaan

1 zelfde telblok en

andere datum, of ander telblok ongeacht de datum

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// www.vlaanderen.be

10.21436/inbor.52401745

Pagina 3 van 13

beiden clusters elk uit een waarneming dan is de clusterafstand gelijk aan de afstand tussen deze twee waarnemingen. Van zodra een cluster uit meerdere waarnemingen bestaat, bereken we alle afstanden tussen alle mogelijke paren van waarnemingen tussen beide clusters. De clusterafstand is dan de maximale afstand tussen een puntenpaar. Zolang deze afstand kleiner blijft dan 336 m voegen we de twee clusters samen en blijven we zoeken naar de dichtst bij elkaar gelegen clusters. Liggen de dichtst bij elkaar gelegen clusters op meer dan 336 m, stoppen we de clustering van de koppels. Op deze manier past elke cluster binnen een cirkel met diameter 336 m. Elke cluster bevat bovendien maximum één waarneming per unieke telling. In een tweede stap voegen we alle overige waarnemingen als afzonderlijke clusters toe. We herhalen hetzelfde algoritme. Afhankelijk van de afstand en de telling, voegen we deze toe aan bestaande clusters van de koppels of aan nieuwe clusters. Deze resulterende clusters kunnen we in drie groepen opdelen: 1. clusters met minstens een waarneming van een koppel (al dan niet roepend). 2. clusters met waarnemingen uit minstens twee tellingen waarbij nooit een koppel waargenomen is. 3. clusters met slechts een waarneming en deze waarneming is anders dan een koppel. De eerste groep tellen we als een koppel. De tweede groep tellen we als een half koppel. De derde groep telt niet mee voor het bepalen van het aantal koppels. We wijzen de clusters toe aan de telblokken a rato van het aantal waarnemingen van de cluster in het telblok. Bijvoorbeeld liggen 3 van de 5 waarnemingen van een cluster in eenzelfde telblok, dan wijzen we deze cluster voor 60% toe aan het telblok. In een laatste stap sommeren we per groep de clusters per telblok en vermenigvuldigen we dit getal met het overeenkomst aantal koppels per cluster (1, 0.5 of 0). Dit geeft ons een schatting van het aantal koppels per telblok. Verder weten we van elke telblok tot welke wildbeheereenheid (WBE) deze behoort, wat de oppervlakte open ruimte is en of deze telblok al dan niet door de externe partij onderzocht is.

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// Pagina 4 van 13

10.21436/inbor.52401745

www.vlaanderen.be

STATISCHE VERWERKING

3.1

BASISMODEL ... . . . . . . . . . . . .

We beschouwen een eenvoudig statistisch model om het aantal koppels per telblok te beschrijven. We veronderstellen dat het aantal koppels afhangt van drie factoren: 1. De oppervlakte van het telblok. Het aantal koppels is rechtevenredig met de oppervlakte open ruimte binnen het telblok. 2. De gemiddelde dichtheid van patrijs. 3. De WBE. Het landschap kan sterk verschillen tussen de WBE’s. Het ene landschap is geschikter voor patrijs dan het andere landschap. We kunnen redelijkerwijs veronderstellen dat de dichtheid in de ene WBE verschilt van een andere WBE. 4. Wie de monitoring uitvoert: de lokale jager of de externe partij. Deze laatste factor is het doel van deze analyse. We willen nagaan of er al dan niet een verschil is tussen tellingen uitgevoerd door lokale jagers of door de externe partij. En als er een verschil is, hoe groot is het en in welke richting. Hieronder geven we de wiskundige voorstelling van het model. Het aantal koppels Yt in telblok t volgt een Poisson verdeling met gemiddelde λt (3.1). Het gemiddelde λt koppelen met we met een log‐link naar de lineaire predictor ηt (3.2). Deze lineaire predictor ηt hangt af van de log oppervlakte van het telblok βa log Ot in km² (1 km² = 100 ha), de gemiddelde globale dichtheid β0 , het verschil in gemiddelde dichtheid bw in de WBE w t.o.v. het globale gemiddelde en wie de telling uitvoerde βm X (3.3). Het WBE‐effect bw 2 (3.4). modelleren we als een random intercept met gemiddelde 0 en variantie σw

Yt ∼ P(λt ) log λt = ηt ηt = βa log Ot + β0 + bw + βm X bw ∼

2 N (0, σw )

(3.1) (3.2) (3.3) (3.4)

We schatten de parameters van dit model in een Bayesiaans framework met behulp van Integregated Nested Laplacing Approximation (INLA). Hiervoor dienen we een aantal priors in te stellen. We kiezen de prior voor βa bewust zeer informatieve zodat in de praktijk βa = 1. • • • •

βa ∼ N (1, 10−6 ) β0 ∼ N (0, 100) βm ∼ N (0, 100) P (σw > 0.4) = 0.05

Wanneer de lokale jagers het telblok monitoren stellen we X = 0. In het geval de externe partij de monito‐ ring uitvoert stellen we X = 1. Voor een gemiddelde WBE volgt uit (3.4) dat bw = 0. De lineaire predictor voor een telblok van 1 km² in een gemiddelde WBE, onderzocht door de lokale jagers, vereenvoudigt tot η0 = β0 . De lineaire predictor voor een telblok van 1 km² in een gemiddelde WBE, onderzocht door de externe partij, vereenvoudigt tot η1 = β0 + βm . M.a.w. βm is het verschil in lineaire predictor dat we kunnen verklaren door wie het telblok onderzocht. Aangezien we een log‐link gebruiken (3.2), moeten we het terugtransformeren. ////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// www.vlaanderen.be

10.21436/inbor.52401745

Pagina 5 van 13

De maat waarin we geïnteresseerd zijn is bijgevolg exp(βm ). Deze kunnen we interpreteren als het relatieve verschil in dichtheid in een telblok wanneer de externe partij telt i.v.m. eenzelfde telling door de lokale jagers. Op basis van het model schatten we dit verschil als +23% (+9%; +38%). Het eerste getal is de eigenlijke schatting. De twee getallen tussen de haakjes geven het 95% geloofwaardig interval. Wanneer dit interval 0% niet bevat, kunnen we spreken van een significant effect. Voor 2021 kunnen we dus besluiten dat er een significant verschil is tussen wanneer lokale jagers of de externe partij gaat tellen. De externe partij telt hierbij ongeveer een kwart meer koppels in vergelijking met de lokale jagers.

3.2

INVLOED VAN HET BEZOEKEN ... . . . . . . . ... . . . .. . . . .AANTAL . .. . . . . . . .. ..........

In principe monitoren we elk telblok vier keer. In de praktijk zijn een aantal telblokken minder vaak on‐ derzocht. Hoe vaker we een telblok onderzoeken, hoe groter de kans dat we een patrijs minstens eenmaal waarnemen. In tabel 3.1 geven we het aantal telblokken met 1, 2, 3 of 4 bezoeken. Merk op dat een kwart van de telblokken minder dan de voorschreven vier keer bezocht werden. Merk op dat we in dit rapport de telblokken zonder waarnemingen van patrijs niet gebruiken. Voor deze analyse zijn ze niet relevant. Voor het bepalen van de gemiddelde dichtheid van de WBE gebruiken we ze wel. Tabel 3.1: Aantal telblokken opgedeeld per aantal bezoeken bezoeken 1 2 3 4

aantal telblokken 158 207 380 2175

We brengen het aantal bezoeken in rekening door aan de lineaire predictor een term bb toe te voegen (3.7). We modelleren het effect als een tweede orde toevalsbeweging (3.9). Op deze manier krijgen we een enigszins continu patroon zonder dat we expliciet de vorm van het verband a priori vastleggen. Als prior voor dit effect kiezen we P (σb > 0.01) = 0.05.

Yt ∼ P(λt ) log λt = ηt ηt = βa log Ot + β0 + bw + βm X + bb bw ∼ ∆ 2 bb ∼

2 N (0, σw ) N (0, σb2 )

(3.5) (3.6) (3.7) (3.8) (3.9)

Figuur 3.1 heeft aan dat het aantal bezoeken duidelijk een invloed heeft op het aantal waargenomen koppels. Door de schuwe levenswijze van de patrijs volstaat één bezoek duidelijk niet. Na drie bezoeken vinden ca 80% van het aantal koppels dat we vinden na 4 bezoeken. We kunnen stellen dat we minstens vier bezoeken nodig hebben. Wanneer we het aantal bezoeken in rekening brengen, is het verschil tussen de externe partij en de lokale jagers +22% (+8%; +36%). Dat is nagenoeg identiek aan het oorspronkelijke model: +23% (+9%; +38%). Omdat slechts weinig telblokken extreem weinig bezocht werden, is de invloed van het aantal bezoeken beperkt op het geschatte verschil tussen de externe partij en de lokale jagers.

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// Pagina 6 van 13

10.21436/inbor.52401745

www.vlaanderen.be

Figuur 3.1: Waargenomen relatief verschil in dichtheid t.o.v. 4 bezoeken.

3.3

ANOMALIEËN ... . . . . . . . . . . . . .

Het bovenstaande model onderzocht het verschil tussen tellingen uitgevoerd door lokale jagers en deze uitgevoerd door een externe partij op het niveau van de deelnemende WBE’s. De gegevens laten echter ook toe om afwijkende telgegevens op het niveau van een telblok te identificeren. Hiervoor kijken we naar de Pearson afwijkingen van de waarnemingen. Deze vergelijken de waargenomen aantallen met de voorspelde aantallen volgens het model. Hoe groter de absolute waarde van de afwijking, hoe sterker het verschil tussen de waarneming en het model. Het loont de moeite om de meeste extreme afwijkingen als mogelijke anomaliën te beschouwen. Ze zijn het gevolg van ofwel het model dat sterk afwijkt van de realiteit ofwel van waarnemingen die sterk afwijken van het globale patroon. Bijvoorbeeld telblokken met beduidend hogere of lagere dichtheid in vergelijking met de overige telblokken van dezelfde WBE. We stellen vast dat verschillende telblokken een Pearson afwijking hebben die behoorlijk sterk is (fig. 3.2). Het loont de moeite om de waarnemingen van deze telblokken nader te inspecteren om na te gaan wat er aan de hand is. In tabel 3.2 lijsten we de telblokken op met de 30 meest extreme Pearson afwijkingen. We stellen vast dat in deze telblokken de waarnemingen aanleiding geven tot dichtheden die 3 tot 6 keer hoger zijn dan dat we volgens het model verwachten voor die WBE, die oppervlakte van het telblok en dat aantal bezoeken. Hierbij merken we op dat we dergelijke afwijkingen t.o.v. het model enkel in de positieve richting vaststellen en niet in de negatieve richting. Dit laatste zou betekenen dat er extreem minder patrijzen gerapporteerd worden dan het model verwacht.

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// www.vlaanderen.be

10.21436/inbor.52401745

Pagina 7 van 13

Tabel 3.2: 30 telblokken met de meest extreme Pearson afwijkingen. Met aanduiding van het aantal koppels, oppervlakte open ruimte (in km²), waargenomen en verwachte dichtheid (koppels / 100 ha) en hun verhouding (waargenomen / verwacht). Om privacyredenen vermelden we de telbloknummers niet in het publiek rapport en zijn de WBE namen gepseudonimiseerd. Deze informatie is uiteraard wel beschikbaar voor de bevoegde diensten. WBE A B C D E A F B G E E A A H F I J K L M F G N O K P Q R S F

bezoeken 4 4 2 4 4 4 4 4 3 4 4 4 3 4 3 4 1 4 4 4 4 2 3 2 4 4 4 1 3 4

koppels 42.7 18.5 19.6 22.3 20.3 18.5 13.9 15.0 10.8 25.3 18.7 17.9 12.8 17.7 11.9 26.9 11.0 16.6 19.4 20.5 20.5 13.0 14.5 14.1 18.3 12.8 17.0 10.0 10.0 12.1

km2 1.3 0.7 0.7 1.0 0.7 0.8 0.6 0.8 0.6 1.3 0.8 1.0 0.7 0.6 0.7 1.1 1.1 1.0 1.1 1.2 1.4 1.3 0.6 0.9 1.4 0.7 1.4 0.9 0.6 0.8

waargenomen 33.9 25.6 27.6 22.6 27.7 22.5 23.2 17.7 17.4 19.4 22.5 18.0 17.4 30.2 18.0 23.7 10.2 16.0 17.9 17.7 14.9 10.1 22.5 15.1 13.4 18.0 12.4 10.7 18.0 15.3

verwacht 5.0 4.2 5.5 5.4 6.2 5.0 5.0 4.2 3.4 6.2 6.2 5.0 4.1 8.6 4.1 8.7 2.3 4.8 5.9 6.0 5.0 2.7 6.4 4.4 4.8 5.6 4.6 3.2 5.3 5.0

verhouding 6.7 6.1 5.0 4.2 4.4 4.5 4.6 4.2 5.2 3.1 3.6 3.6 4.3 3.5 4.4 2.7 4.4 3.3 3.1 3.0 2.9 3.7 3.5 3.4 2.8 3.2 2.7 3.4 3.4 3.0

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// Pagina 8 van 13

10.21436/inbor.52401745

www.vlaanderen.be

Figuur 3.2: Histogram van de Pearson afwijkingen. De 30 meest extreme afwijkingen zitten voorbij de stippellijnen.

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// www.vlaanderen.be

10.21436/inbor.52401745

Pagina 9 van 13

EXTRA KWALITEITSCONTROLE

Het doel van de tellingen uitgevoerd door de externe partij was tweedelig. Enerzijds betrof dit een begelei‐ ding van de lokale jagers voor het uitvoeren van hun tellingen volgens het gestandaardiseerde telprotocol dat uitgerold werd in Vlaanderen in 2021. Anderzijds konden de gegevens die verzameld werden door de externe partij gehanteerd worden om na te gaan in welke mate hun telresultaten afwijken van deze van de jagers op het niveau van alle deelnemende WBE’s. Deze aanpak laat hierdoor niet toe om uitspraken te doen over de correctheid van de gegevens van een individuele WBE. Voor meer informatie hierover verwijzen we naar Onkelinx (2021a). Zoals hoger toegelicht laat de statistische aanpak tevens toe om sterk afwijkende telresultaten van de jagers van individuele telblokken t.o.v. het gemiddelde van de WBE te identificeren. Het loont de moeite om de waarnemingen van deze telblokken nader te inspecteren om na te gaan wat er aan de hand is. Naast deze twee toegepaste technieken kunnen nog andere technieken aangewend worden in het kader van een kwaliteitscontrole. Bovenstaande techniek richt zich op het detecteren van afwijkende resultaten in telblokken van eenzelfde WBE. Het is tevens mogelijk om afwijkende resultaten op het niveau van een WBE te onderzoeken door de resultaten van naburige WBE’s en de ligging van de WBE in rekening te brengen. Naast het identificeren van sterk afwijkende telresultaten t.o.v. het gemiddelde van de WBE kunnen ook andere technieken aangewend worden om afwijkende telgegevens in specifieke telblokken te detecteren. Hierbij wordt er niet gekeken naar het afwijkend telresultaat op zich, maar naar de kenmerken van de telgegevens zelf. Binnen de vooropgestelde tijdsperiode voor dit tussentijds rapport waren deze extra analysetechnieken echter niet mogelijk, maar dit zal onderzocht worden bij de verdere verwerking van de gegevens. Deze kwaliteitscontroles kunnen we in de toekomst op twee manieren gebruiken. Enerzijds we kunnen experts gericht de waarnemingen laten nakijken. Wanneer de waarnemingen rechtstreeks via een ge‐ standaardiseerd digitaal portaal ingevoerd worden, kunnen we de modellen snel laten lopen. Hierdoor kunnen experts snel na het inzamelen van de gegevens aan de slag gaan met het gericht nakijken van de waarnemingen. Anderzijds kunnen we de informatie gebruiken om bij een volgende monitoringsronde gericht controles uit te voeren.

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// Pagina 10 van 13

10.21436/inbor.52401745

www.vlaanderen.be

BESLUIT

Op basis van de verwerking van de telgegevens van de jagers en de externe partij kunnen we besluiten dat er in 2021 een significant globaal verschil is tussen de telresultaten van de lokale jagers en de externe partij voor de deelnemende WBE’s. De externe partij telt hierbij ongeveer een kwart meer koppels in vergelijking met de lokale jagers. Er zijn enkele elementen die mogelijks dit verschil kunnen verklaren. Een eerste element is het feit dat hoewel het telprotocol toelaat om tellingen te starten vanaf 15 januari, er aangeraden wordt om bij een koude winter later te starten aangezien de koppelvorming pas later zal optreden. 2021 kende een late koude periode net bij de start van de tellingsperiode. Tellingen die op dat moment uitgevoerd werden hebben een hogere kans op het detecteren van groepen en een lagere kans op het detecteren van koppels. Bij de interpretatieregels van de clustering komen waarnemingen van groepen op een lager niveau dan de waarneming van koppels. Het uitvoeren van tellingen in het begin van de tellingsperiode in 2021 verhoogt hierbij mogelijks de kans op een lagere schatting van het aantal koppels in vergelijking met tellingen die later op de tellingsperiode uitgevoerd werden. Doordat de tellingen van de externe partij pas uitgerold werden in de tweede week van februari (dus na de koude periode), kan dit mogelijks bijdragen aan een hogere schatting door de externe partij i.vm. de jagers. Een evaluatie van de tellingsperiode van beide partijen is voorzien bij de verdere verwerking van de gegevens. Een tweede element is de specifieke opleiding voor het toepassen van het telprotocol die de externe partij gekregen heeft van het INBO. Dit zou tevens kunnen bijdragen tot de hogere telresultaten van de externe partij i.v.m. de jagers. Een laatste element dat mogelijk een rol gespeeld heeft, is het feit dat de lokale jager vaak meetelde met de externe partij waardoor er minstens twee tellers aanwezig waren op deze tellingen. In welke mate de tellingen van de jagers individueel dan wel met meerdere tellers uitgevoerd werden is niet gekend. Op basis van bovenstaande analyse kan besloten worden dat er in 2021 alvast geen systematische ho‐ gere telresultaten bekomen worden in de deelnemende WBE’s in vergelijking met de telresultaten van de externe partij. Wel toont een verdere analyse aan dat een aantal individuele telblokken sterk afwijkende hogere telresul‐ taten vertonen t.o.v. de verwachte waarden voor de WBE. Hierbij loont het de moeite om de waarnemingen van deze telblokken nader te inspecteren om na te gaan wat er aan de hand is. Zeker wanneer meerdere van deze sterk afwijkende telblokken binnen eenzelfde WBE gelegen zijn, kan dit een impact hebben op de gemiddelde densiteit van de WBE. Van de 30 sterkst afwijkende telblokken zijn er bijvoorbeeld 2 WBE’s die 4 sterk afwijkende telblokken bevatten. Dergelijke kwaliteitscontrole aangevuld met de bijkomende analysetechnieken voor kwaliteitscontrole die later uitgevoerd zullen worden, laten toe om vanaf 2022 een gerichte en kleinschaligere controle uit te voeren voor het valideren van de gerapporteerde telgegevens.

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// www.vlaanderen.be

10.21436/inbor.52401745

Pagina 11 van 13

Referenties Anonymous (2021). Telprotocol territoriumkartering van patrijs met behulp van geluidsnabootsing. https:// www.natuurenbos.be/sites/default/files/inserted‐files/20201216_telprotocol_territoriumkartering_van_ patrijs_met_behulp_van_geluidsnabootsing.pdf. Onkelinx T. (2021a). Steekproefontwerp en steekproefgrootteberekening voor de monitoring van Patrijs. Rapporten van het Instituut voor Natuur‐ en Bosonderzoek, Nr. 7. Instituut voor Natuur‐ en Bosonderzoek, België. https://doi.org/10.21436/inbor.29357885. Onkelinx T. (2021b). git2rdata: Store and Retrieve Data.frames in a Git Repository. https://CRAN.R‐project. org/package=git2rdata. Onkelinx T. (2021c). territoria: Clustering Observations from Breeding Birds into Territoria. https://github. com/inbo/territoria. Pebesma E. (2018). Simple Features for R: Standardized Support for Spatial Vector Data. The R Journal 10 (1): 439–446. https://doi.org/10.32614/RJ‐2018‐009. R Core Team (2021). R: A Language and Environment for Statistical Computing. R Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria. https://www.R‐project.org/. Rue H., Martino S. & Chopin N. (2009). Approximate Bayesian Inference for Latent Gaussian Models Using Integrated Nested Laplace Approximations (with discussion). Journal of the Royal Statistical Society B 71: 319–392. Scheppers T. & Carmen R. (2021). Berekening aantal patrijzenkoppels per wildbeheereenheid. Versie 2021 07 16. Toelichting van het Instituut voor Natuur‐ en Bosonderzoek. p. 23. Wickham H., Averick M., Bryan J., Chang W., McGowan L.D., François R., Grolemund G., Hayes A., Henry L., Hester J., Kuhn M., Pedersen T.L., Miller E., Bache S.M., Müller K., Ooms J., Robinson D., Seidel D.P., Spinu V., Takahashi K., Vaughan D., Wilke C., Woo K. & Yutani H. (2019). Welcome to the tidyverse. Journal of Open Source Software 4 (43): 1686. https://doi.org/10.21105/joss.01686.

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// Pagina 12 van 13

10.21436/inbor.52401745

www.vlaanderen.be

GEBRUIKTE SOFTWARE

De volledige voorbereiding en statistische analyse voeren we uit in de statische software R (R Core Team, 2021). Voor de databewerkingen maken gebruiken van de packages tidyverse (Wickham et al., 2019) en sf (Pebesma, 2018). Met git2rdata (Onkelinx, 2021b) bewaren we de brondata in een open tekst formaat. Om de clustering efficient uit te voeren schreven we het territoria package (Onkelinx, 2021c). Bij de uiteindelijke analyse maken we gebruik van INLA (Rue et al., 2009).

////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////////// www.vlaanderen.be

10.21436/inbor.52401745

Pagina 13 van 13