蘇 芬， 胡德奎

(1.青海省海南州氣象局， 青海 共和 813299； 2.青海省西寧市氣象局, 青海 西寧 810001)

0 引言

【研究意義】青藏高原天然高寒草地面積約1.28億hm2，占整個青藏高原地區(qū)面積的60%以上,草原是國家生態(tài)安全的綠色屏障和主要畜牧業(yè)生產基地，因此，加強對草地保護和管理是改善當地生態(tài)環(huán)境和發(fā)展畜牧業(yè)的關鍵[1-3]。近百年來，地球氣候系統(tǒng)正在經歷一次以全球變暖為主要特征的顯著變化，全球氣候變化導致的氣溫升高，改變了各地的氣候資源，對天然草地牧草物候產生直接影響[4-7]。天然牧草的整個生命過程都是在野外自然環(huán)境中進行的,天然牧草物候期的變化及生物量的形成與高底，很大程度上受制于區(qū)域氣候、土壤和牧草本身機能等因素，人為干擾較輕。對于某一特定的區(qū)域而言，土壤結構、地形、植被等自然因素在一定的時期、季節(jié)內相對穩(wěn)定，而氣候因子變化彼此間并非始終一致，因而氣象因子變化對牧草物候期的變化起著決定性作用[8-10]。興海縣地處三江源地區(qū)，全縣總面積121.86萬hm2，平均海拔4 300 m，具有顯著的高原大陸性氣候特征。全縣草原面積101.03萬hm2，占全縣總面積的83%，可利用草地面積93.6萬hm2，占草地面積的92.7%。草地類型為高寒草原天然草地，草本植物以西北針茅(Stipsubsessiliflora)為主，伴生冷地早熟禾(Poacrymophila)、斜莖黃芪(Astragalusadsurgens)、矮嵩草(Kobresiahumilis)及豬毛蒿(Artemisiascoparia)等，植被均勻，覆蓋率在60%以上。弄清三江源區(qū)興?？h天然草地牧草返青期變化特征及其與氣象因子的關系，對于合理利用草地生產具有重要意義?！厩叭搜芯窟M展】段曉鳳等[11]對寧夏鹽池牧草返青期進行預測得出，牧草返青期呈逐年提早趨勢；徐玲玲[12]對內蒙古西部優(yōu)勢植物春季返青對降水的非線性響應進行研究得出，溫性典型草原冷蒿返青期主要受水分控制，與春季降水量表現為開口向下的二次函數關系，氣候暖干化導致的水分專制是冷蒿返青期呈極顯著延遲趨勢。高亞敏[13]研究氣候變化對通遼草甸草原草本植物物候期的影響認為，草本植物返青期呈一致性延遲趨勢。黃文潔等[14]研究報道青藏高原高寒草地植被物候時空變化特征,認為隨著水熱條件差異,青藏高原由東南向西北,返青期逐漸推遲,從儒略日第110天推遲到第170天。【研究切入點】雖然有關氣候變化對植物發(fā)育期影響的研究已有諸多報道，但鮮見有關植物返青期對氣候變化響應方面的研究報道。為此，選擇1999-2020年青海省三江源地區(qū)興?？h牧業(yè)氣象站觀測的天然牧草發(fā)育期資料及同期氣溫、降水和日照時數等資料，分析天然草地牧草返青期變化特征及其影響因子,并建立返青期預測模型。【擬解決的關鍵問題】通過對天然草地牧草返青期變化趨勢及其影響因子分析，確定影響牧草返青期的關鍵氣象因素，構建牧草返青期預測模型，并利用該模型對天然草地牧草返青期進行預測，為應對氣候變化、發(fā)展農牧業(yè)生產提供科學依據。

1 資料與方法

1.1 氣象資料

1999—2020年的牧草生長發(fā)育期觀測資料和同時期(1—4月)的逐日平均氣溫、降水量、日照時數等氣象觀測數據，每類數據樣本量為22個。氣象數據來源于興?？h氣象局觀測站。

1.2 方法

大多數植物的生命循環(huán)周期與溫度、降水量和光照的季節(jié)性變化密切相關，物候是植物季節(jié)性變化宏觀而綜合的體現，反映過去一段時間氣候條件的累積對植物生長和發(fā)育的綜合影響。氣候變量的定義方式通常指物候期前幾個月作為有效氣候區(qū)間，區(qū)間內的平均氣溫等作為變量因子。由于三江源區(qū)興海高寒草原各氣候因素變率大，將西北針茅平均返青期前幾個月(1—4月)的氣溫、降水量、日照時數按每旬細分為10個區(qū)間，計算牧草返青期出現時間與其前期逐旬平均氣溫、降水量、日照時數的相關關系。

1.2.1 牧草觀測 按照中國氣象局農業(yè)氣象觀測規(guī)范開展牧草物候期觀測，觀測場面積為100 m×100 m，牧草生育期內全封閉禁采食。觀測地段分為4個小區(qū)，交錯排列，多年重復觀測。返青期指當地上牧草葉芽露出鮮嫩的小葉達50%時則為返青普遍期。

1.2.2 氣象指標計算 利用JuLian日換算方法[15],將牧草返青期出現的日期轉化成距1月1日的實際天數,構建牧草返青期時間序列。采用線性回歸方法[16]對牧草返青期時間序列進行線性趨勢分析，線性回歸方程為w=α1t+α0，系數α1和α0可用最小二乘法確定；回歸方程的一階系數α1乘以10為該要素的氣候傾向率(℃/10a)，回歸方程的相關系數(r)作為方程模擬效果顯著性程度的判定依據。采用標準偏差方法[17]進行返青期的異常年分析。用相關分析法[18]分析氣候因子與牧草返青期之間的相關性，由于樣本量只有22個(不足30個)，因此用無偏相關系數進行校正[16]。利用變異系數[19]反映牧草返青期的動態(tài)穩(wěn)定程度。變異系數用標準差系數(CV)表示，即為標準差與均值的比率，是一個相對變異系數，反映單位均值上各指標觀測值的離散程度，值越大，說明離散程度越大，穩(wěn)定性越差。

1.2.3 構建預測模型 利用牧草返青日期與通過信度檢驗的氣象資料進行線性回歸分析[20]，構建牧草返青期預測模型回歸方程。

1.3 數據處理

采用Excel 2003數據進行統(tǒng)計分析與繪圖，用DPS 7.05進行多元線性回歸分析。

2 結果與分析

2.1 牧草返青期變化趨勢

從圖1看出，1999—2020年三江源區(qū)興海高寒草原西北針茅牧草返青期日序的氣候傾向率為3.2 d/10a,返青期日序與年份之間的相關系數為0.274(P>0.10)。在22 a中，西北針茅牧草返青期日序推遲7.1 d，但推遲趨勢不顯著。3 a滑動平均曲線的變化趨勢亦顯示牧草返青期日序呈推遲趨勢，1999—2015年期間的3 a滑動平均曲線顯示西北針茅牧草返青期在波動中呈提前趨勢。2001—2006年、2012—2015年2個階段牧草返青期呈提前趨勢，而2007—2011年、2016—2020年2個階段牧草返青期呈推遲趨勢，其中以2016—2020年的推遲趨勢明顯。

圖1 1999—2020年三江源區(qū)興海高寒草原西北針茅牧草返青期

在1999—2020年的整個研究時段內，三江源區(qū)興海高寒草原西北針茅牧草平均返青期為4月12日(儒略日第101天)，返青期由2013年4月2日(儒略日第91天)至2020年5月5日(儒略日第124天)，推遲時間達33 d。經計算，三江源區(qū)興海高寒草原西北針茅牧草返青期日序的標準偏差為±7.9，變異系數為7.8%，西北針茅牧草返青期日序正常值在儒略日第93天至第109天，在近22年里，異常偏晚的有3 a，發(fā)生在2018年、2019年和2020年；異常偏早的有2 a，分別發(fā)生在2013年和2015年。

2.2 牧草返青期與1—4月氣象因子的相關性

2.2.1 單因子相關 由表1可見，西北針茅牧草返青日期與3月中旬和4月上旬的平均氣溫呈顯著負相關。與1月上、中旬平均氣溫呈不顯著正相關，與其他各旬平均氣溫均呈不顯著負相關。西北針茅牧草返青日期與1月上旬、2月中旬和3月上旬的平均降水量呈不顯著正相關，其中與3月上旬平均降水量呈較大的正相關，而與其他各旬平均降水量呈不顯著負相關，與2月上旬和4月上旬平均降水量呈較大負相關。西北針茅牧草返青日期與2月中旬的日照時數呈較小正相關外，與其他各旬日照時數均呈不顯著負相關，其中與3月上旬日照時數呈較大負相關。

表1 西北針茅牧草返青期與1—4月逐旬氣候因子的相關系數

2.2.2 預測模型構建 將西北針茅牧草返青日期作為因變量，返青日期前期3月中旬和4月上旬的平均氣溫作為自變量，構建西北針茅牧草與氣象要素的關系模型。y=97.53-1.916T3中，y為西北針茅牧草返青期，T3中為3月中旬平均氣溫，R=0.462，F=5.43>F(1.20)0.05=4.35,P=0.03，線性回歸模型成立。

通過回歸系數分析(表2)看出，3月中旬平均氣溫的非標準化系數為-1.916，標準誤差為0.823；標準化系數為-0.462。常數項的非標準化系數為97.53，標準誤差2.054。常數項、3月中旬平均氣溫的顯著性概率均小于5%，與回歸方差分析結果一致，因此認為回歸系數有意義。3月中旬平均氣溫越高，西北針茅牧草返青期越提前，反之返青期越晚。

表2 西北針茅牧草返青期的回歸系數

2.2.3 預測模型檢驗 利用所建立的預測模型對1999—2020年氣象數據與當年西北針茅牧草返青期進行擬合(表3)，牧草返青期預測最小值為94.27，最大值為108.65，兩者相差14.38，西北針茅牧草返青期年際變化較大。牧草返青期預測均值為100.73，平均返青期日序為101.0，標準偏差為3.64，模型擬合度較高?；卮鷻z驗顯示，西北針茅牧草返青期預測值與實際值誤差6～8 d，預測效果總體較好，可用于牧草返青期的初步預測。

表3 預測模型對1999—2020年西北針茅牧草返青期日序的擬合

3 討論

較多研究認為，影響植物物候的重要氣候因子是溫度[20-22]。李興化等[4]研究表明,對于內蒙古草甸草原和典型草原，春季由于土壤濕度相對較高，影響牧草返青的主要因素仍是溫度。研究結論與上述結果一致，究其原因，4月份三江源區(qū)興海高寒草原地區(qū)降水較少且滲透能力有限，降水蒸發(fā)散失較快，對土壤增墑和牧草返青影響較小，而日照時數的增多會增加土壤濕度的蒸發(fā)，因而氣溫成為牧草返青的主要因素。也有研究[10]認為，牧草在返青之前，熱量來源主要依靠土壤供給，因而地溫的變化對牧草返青有一定指示作用。還有研究[13]表明，草本植物返青期呈一致性延遲趨勢。但大多數研究[23-24]顯示，植物返青期整體呈提前趨勢。從本研究監(jiān)測數據看出，三江源區(qū)興海高寒草原牧草返青期在1999—2017年間總趨勢是逐年提前，但從2018年開始呈急劇推遲趨勢，造成這種變化趨勢的原因需進一步進行研究。

研究顯示，西北針茅牧草返青日期與3月中旬平均氣溫關系密切，因此，針對3月中旬平均氣溫構建了西北針茅牧草返青期與3月中旬平均氣溫的關系模型：y=97.53-1.916T3中。經方程回代檢驗，牧草返青期預測值誤差在6～8 d，回代檢驗效果總體較好，但從預報效果看，精度尚不夠。在今后的研究中，需要進一步補充牧草物候期及對其影響較大的溫度、日照、降水、積溫等相關資料，不斷更新預測模型，提高預測精度。

4 結論

1999—2020年三江源區(qū)興海高寒草原西北針茅牧草返青期以3.2 d/10a的氣候傾向率呈不顯著推遲趨勢，以2016—2020年階段推遲趨勢明顯。西北針茅牧草平均返青期為4月12日，最早與最晚日序差值33 d，年際間差異大。

西北針茅牧草返青日期與3月中旬和4月上旬的平均氣溫呈顯著負相關。西北針茅牧草返青期與3月中旬平均氣溫的關系模型：y=97.53-1.916T3中。模型預測牧草的返青期與實際值誤差6～8 d，回代檢驗效果總體較好，可用于牧草返青期的初步預測。