童開林，韓崇選，李建春

(1.楊凌職業(yè)技術(shù)學院，陜西 楊陵 712100；2.西北農(nóng)林科技大學 林學院，陜西 楊陵 712100；3.陜西省飛機播種造林工作站，陜西 西安 710082)

日照是地球生物圈熱量的主要來源，也是影響氣候變化的主要動因[1]。隨著全球氣候變量，環(huán)境污染加重，我國日照時數(shù)有縮短的趨勢，而溫度有所上升，降水相對減少[2-5]。氣候因子年間和季節(jié)變化加劇，高溫、冰凍、霜害、干旱、暴雨、冰雹和風災(zāi)等極端氣象災(zāi)害交替發(fā)生，嚴重威脅糧食安全和生態(tài)文明建設(shè)[6-7]。由于飛播造林的特殊性，對氣象因素反應(yīng)更靈敏，更易受到氣候變化的影響。大范圍持續(xù)性的高溫干旱直接導(dǎo)致飛播后種子發(fā)芽遲緩，甚至不發(fā)芽，增加了被鳥獸取食的風險，使成苗量減少，林地幼苗生存空間收縮，飛播造林成效降低[8-9]，甚至影響林木的分布和生長[10-11]。為此，在安康飛播油松與降水量和溫度關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，利用1997年安康多效抗旱驅(qū)鼠劑(RPA)拌種和對照飛播區(qū)油松成苗期的有苗樣方頻度和成苗量資料[12]，分析了日照指標與飛播油松造林成效的相關(guān)性及其季節(jié)動態(tài)，并通過與降水量和溫度研究結(jié)果對比分析[13]，探討了日照、溫度和降水對成苗效果影響的差異。以期為制定最佳飛播期和合理評估RPA拌種飛播效果提供科學依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究地概況

按照1996年安康市飛播造林作業(yè)設(shè)計方案[14]，選擇安康市漢濱區(qū)油松播區(qū)為研究基地。播區(qū)地處北亞熱帶北緣的秦巴山地丘陵溝壑區(qū)，主要分為川道、丘陵和山地三大自然地貌屬北亞熱帶大陸濕潤性季風氣候。年均溫度15.7(15.4～16.1)℃；平均年降水量796.6 mm，約60%分布在7-9月，汛期5-10月，占全年降水量的82.2%，其他月份平均降水量都在60 mm以下，其中1月降水量不足5 mm；最少年降水量540.3 mm(1966年)，最大年降水量為1 109.2 mm(1983年)。無霜期263 d。年日照時數(shù)1 811.5 h，≥10 ℃年積溫為4 000～4 400 ℃，歷時220 d[15-16]。區(qū)內(nèi)水熱條件隨海拔高度的變化，植物群落垂直變化明顯，屬亞熱帶與溫帶植物混交類型。亞熱帶植物主要有茶樹(Camelliasinensis)、柑桔(Citrusreticulata)、柚(Citrusmaxima)、橙(Citrusaurantium)、油桐(Verniciafordii)、油茶(Camelliaoleifera)、烏桕(Triadicasebifera)和棕櫚(Trachycarpusfortunei)等。毛白楊(Populustomentosa)、旱柳(Salixmatsudana)和榆樹(Ulmuspumila)等溫帶植物分布很廣。

1.2 調(diào)查方法與數(shù)據(jù)處理

1997年飛播后，選擇RPA拌種與不拌種播區(qū)，每年10月按照“M”或“Z”形取樣方法，隨機抽取50塊1 m×2 m樣方，調(diào)查樣方油松株數(shù)。重復(fù)5次，連續(xù)調(diào)查6 a。日照資料來源于1997-2004年陜西省統(tǒng)計年鑒。按單位面積成苗量(survival seedling quantity，Qss)和有苗樣方頻度(frequentness of sample plots with available seedling，F(xiàn))表述飛播后油松成苗效果(表1)[12]。采用相關(guān)分析法和逐步回歸模型分析日照指標與油松成苗效果的關(guān)系，以模型參數(shù)、相關(guān)系數(shù)和指標量綜合分析各日照指標對成苗效果作用穩(wěn)定性和影響強度，并通過降水量和溫度與成苗效果關(guān)系研究結(jié)果對比分析[13]，探討日照溫度降水因子對飛播油松成苗效果作用變化。

表1 安康飛播油松成苗效果調(diào)查(1998-2004年)

2 結(jié)果與分析

2.1 成苗效果與日照時數(shù)相關(guān)分析

年日照時數(shù)與飛播成苗效果呈一定正相關(guān)性，但相關(guān)不顯著(r>0，P>0.05)。成苗效果與1月、2月、6月和8月日照時數(shù)相關(guān)度較低(P>0.05)。RPA成苗量與5月和7月呈顯著負相關(guān)(r<0，P<0.05)，與3月負相關(guān)極顯著(r<0，P<0.01)，而與10月和12月呈顯著正相關(guān)(r>0，P<0.05)，與4月、9月和11月正相關(guān)極顯著；RPA有苗樣方頻度與5月和7月呈顯著負相關(guān)(r<0，P<0.05)，與3月負相關(guān)極顯著；而與4月、9月、11月和12月呈極顯著正相關(guān)。對照成苗量與7月呈顯著負相關(guān)，與3月和5月負相關(guān)極顯著，而與10月和12月呈顯著正相關(guān)，與4月、9月和11月正相關(guān)極顯著；有苗樣方與5月和7月呈顯著負相關(guān)，與4月負相關(guān)極顯著，而與10月呈顯著正相關(guān)，與4月、9月和11月正相關(guān)極顯著(表2)。

2.2 成苗效果與日照指標的逐步回歸模型分析

逐步回歸模型分析顯示，9月和7月日照時數(shù)(D)對安康飛播油松成苗效果影響較大，首先進入成苗效果模型。接著4月、12月和11月日照時數(shù)依次進入RPA成苗量模型，年日照時數(shù)和5月日照時數(shù)進入RPA有苗樣方模型，2月和8月日照時數(shù)進入對照有苗樣方模型(圖1)。

Qssck=-1 038.078+17.434Dsm9

(n=30，R2=0.792，rm9=0.890，F(xiàn)=106.604，P=0.000)

Qssck=4 874.631+26.466Dsm9+11.305Dsm7

(n=30，R2=0.945，rm7=-0.426，F(xiàn)=231.862，P=0.000)

Qssrpa=-1 587.956+31.597Dsm9

(n=30，R2=0.802，rm9=0.896，F(xiàn)=113.414，P=0.000)

Qssrpa=-8 910.358+48.833Dsm9+21.577Dsm7

(n=30，R2=0.974，rm7=-0.415，F(xiàn)=502.350，P=0.000)

Qssrpa=-9 487.963+54.666Dsm9+25.586Dsm7-6.738Dsm4

(n=30，R2=0.979，rm4=0.718，F(xiàn)=408.504，P=0.000)

Qssrpa=-10 857.176+68.362Dsm9+34.867Dsm7-18.265Dm4-8.153 3Dsm12

(n=30，R2=0.983，rm12=0.451，F(xiàn)=358.547，P=0.000)

Qssrpa=-32 401.081+232.406Dsm9+149.518Dsm7-106.570Dm4-98.825Dsm12-49.565Dsm11

(n=30，R2=0.993，rm11=0.640，F(xiàn)=325.393，P=0.000)

Fck=-23.132+0.320Dsm9

(n=30，R2=0.748，rm9=0.865，F(xiàn)=83.083，P=0.000)

Fck=-99.203+0.499Dsm9+0.278Dsm7

(n=30，R2=0.916，rm7=-0.394，F(xiàn)=147.497，P=0.000)

Fck=-101.257+0.523Dsm9+0.278Dsm7-0.118Dsm2

(n=30，R2=0.936，rm2=-0.145，F(xiàn)=126.798，P=0.000)

Fck=-108.466+0.519Dsm9+0.352Dsm7-0.536Dsm2+0.204Dsm8

(n=30，R2=0.955，rm2=0.027，F(xiàn)=133.436，P=0.000)

Frpa=-20.153+0.378Dsm9

(n=30，R2=0.746，rm9=0.864，F(xiàn)=82.093，P=0.000)

Frpa=-112.322+0.595Dsm9+0.272Dsm7

(n=30，R2=0.923，rm7=-0.386，F(xiàn)=32.771，P=0.000)

Frpa=75.346+1.310Dsm9+1.217Dsm7-0.287Dsa

(n=30，R2=0.949，ra=0.347，F(xiàn)=162.655，P=0.000)

Frpa=132.575+1.479Dsm9+1.481Dsm7-0.361Dsa-0.061Dsm5

(n=30，R2=0.957，rm5=-0.402，F(xiàn)=139.238，P=0.000)

表2 1998-2004年安康日照時數(shù)變異與油松成苗效果相關(guān)分析

從成苗量模型分析，9月日照時數(shù)與成苗量呈極顯著正相關(guān)(r=0.896、0.890，P=0.000)；RPA和對照模型在38.8 h/M附近交匯，斜率比值1.8，在當?shù)?月日照時數(shù)范圍內(nèi){89.7 h/M，210.2 h/M}，RPA模型值大于對照，差距有隨日照時數(shù)延長擴大趨勢。在控制9月日照作用下，7月日照與成苗量線性關(guān)系極為密切(r=0.932、0.858，P=0.000)，對RPA和對照成苗量貢獻率為41.8%和41.0%，低于9月日照時數(shù)的58.2%和59.0%。排除9月和7月日照因子干擾，4月日照時數(shù)與RPA成苗量呈顯著負相關(guān)(r=-0.454，P=0.015)；3個日照因子共同作用下，9月日照對成苗量影響最大，貢獻率為52.%；4月影響最小，貢獻率僅為7.9%?？刂粕鲜鋈照找蜃訉Τ擅缌坑绊?，12月日照時數(shù)與成苗量負相關(guān)顯著(r=-0.419，P=0.030)；4個日照因子配合下，9月和7月日照對成苗量作用相對較大，貢獻率為44.9%和37.2%，12月日照作用最小，貢獻率僅為3.2%。在5個日照因子協(xié)同作用下，7月日照對成苗量影響略大于9月，貢獻率為34.8%和33.2%，而4月和12月作用相對較小，貢獻率分別為18.6%和8.6%；11月日照作用最小，貢獻率僅為4.8%。

與成苗量一樣，9月日照時數(shù)對有苗樣方頻度也起著關(guān)鍵作用，兩者呈極顯著正相關(guān)(r=0.864、0.865，P=0.000)，模型在-51.4 h/M附近相交，斜率比值1.2；RPA和對照模型值變化規(guī)律與成苗量相同。在控制9月日照時數(shù)作用下，7月日照與有苗樣方也呈極顯著正相關(guān)(r=0.835、0.817，P=0.000)，對RPA和對照模型貢獻率為42.6%和42.2%，小于9月的57.4%和57.8%。在排除9月和7月日照干擾下，年日照時數(shù)與RPA有苗樣方呈極顯著負相關(guān)(r=-0.587，P=0.001)，2月日照時數(shù)與對照有苗樣方也呈極顯著負相關(guān)(r=-0.487，P=0.009)，但2月日照時數(shù)復(fù)相關(guān)系數(shù)僅為-0.145，與對照有苗樣方關(guān)系比較疏遠，作用效果不穩(wěn)定。3個日照因素作用下，年日照時數(shù)對RPA成苗量作用最大，貢獻率為52.2%，9月作用最小，貢獻率為19.0%；而9月和7月日照對對照有苗樣方影響較大，貢獻率分別為48.8%和42.1%，2月作用最小，貢獻率僅為9.1%。在4個日照因子相互作用下，去除其他因子干擾，5月日照與RPA呈顯著負相關(guān)(r=-0.388，P=0.045)，8月日照與對照正相關(guān)極顯著(r=0.548，P=0.003)，但8月日照時數(shù)復(fù)相關(guān)系數(shù)僅為0.027，與對照有苗樣方關(guān)系極為松散，作用極為不穩(wěn)定。年日照時數(shù)對RPA貢獻率為53.2%，遠大于7月和9月的28.3%和17.4%，而5月日照作用極小，貢獻率僅為1.0%。7月和9月日照對對照有苗樣方作用效果穩(wěn)定，貢獻率分別為31.5%和28.6%；而2月和8月日照時數(shù)作用效果不穩(wěn)定，影響相對較小，貢獻率為24.3%和15.5%。

引入時間變量，對照油松成苗量與日照因子模型關(guān)系不變；而RPA成苗量與飛播年限和5月、4月、9月日照時數(shù)關(guān)系密切，有苗樣方與飛播年限和5月、9月日照時數(shù)相關(guān)度強，對照有苗樣方與飛播年限和6月、7月日照時數(shù)關(guān)系緊密，分別進入模型(圖2)。

Qssrpa=5 222.667-681.714t

(n=30，R2=0.803，rt=-0.890，F(xiàn)=114.255，P=0.000)

Qssrpa=8 146.164-667.246t-15.533Dsm5

(n=30，R2=0.964，rm5=-0.443，F(xiàn)=361.105，P=0.000)

Qssrpa=5 357.781-537.334t-10.001Dsm5+9.101Dsm9

(n=30，R2=0.979，rm9=0.896，F(xiàn)=396.016，P=0.000)

Qssrpa=4 526.205-493.817t-10.917Dsm5+7.556Dsm9+6.269Dsm4

(n=30，R2=0.985，rm4=0.718，F(xiàn)=419.941，P=0.000)

Fck=45.973-6.926t

(n=30，R2=0.752，rt=-0.867，F(xiàn)=84.856，P=0.000)

Fck=2.094-8.646t+0.269Dsm6

(n=30，R2=0.925，rm6=-0.029，F(xiàn)=166.728，P=0.000)

Fck=22.641-8.235t+0.231Dsm6-0.065Dsm7

(n=30，R2=0.955，rm7=-0.397，F(xiàn)=185.144，P=0.000)

Frpa=62.613-8.537t

(n=30，R2=0.820，rt=-0.905，F(xiàn)=127.307，P=0.000)

Frpa=95.119-8.376t-0.173Dsm5

(n=30，R2=0.949，rm5=-0.402，F(xiàn)=251.575，P=0.000)

Frpa=69.985-7.205t-0.123Dsm5+0.082Dsm9

(n=30，R2=0.957，rm9=0.864，F(xiàn)=191.961，P=0.000)

從RPA成苗量模型分析，飛播年限與成苗量呈極顯著負相關(guān)(r=-0.896，P=0.000)。在消除飛播年限干擾下，5月日照時數(shù)與成苗量負相關(guān)極顯著(r=-0.904，P=0.000)，對成苗量貢獻率為59.8%，大于飛播年限貢獻的40.2%。排除飛播年限和5月日照影響，9月日照與成苗量呈極顯著正相關(guān)(r=0.637，P=0.000)，對模型值貢獻率為26.5%，小于5月日照和飛播年限貢獻的39.9%和33.6%。在控制上述因子作用下，4月日照與成苗量也呈極顯著正相關(guān)(r=0.561，P=0.002)；4個因子共同作用下，5月日照時數(shù)作用最大，貢獻率為36.7%，9月和4月日照作用相對較小，貢獻率為18.6%和18.8%。

從有苗樣方模型分析，飛播年限與其也呈極顯著負相關(guān)(r=-0.905、-0.867，P=0.000)。去除飛播年限影響，5月日照時數(shù)與RPA負相關(guān)極顯著(r=-0.847，P=0.000)，6月日照時數(shù)與對照呈極顯著正相關(guān)(r=0.836，P=0.000)，但5月，尤其是6月日照復(fù)相關(guān)系數(shù)較小，與有苗樣方關(guān)系相對疏遠，作用不穩(wěn)定；對模型值貢獻率為56.9%和65.8%，大于飛播年限貢獻的43.1%和34.2%。在3個因子協(xié)同作用下，控制模型中其他因子作用下，9月日照與RPA正相關(guān)極顯著(r=0.390，P=0.004)，7月日照與對照負相關(guān)極顯著(r=-0.635，P=0.000)，但7月復(fù)相關(guān)系數(shù)為-0.394，與對照有苗樣方關(guān)系較松散，作用不穩(wěn)定；其中，5月日照對RPA有苗樣方影響最大，6月對對照作用最大，貢獻率分別為41.6%和52.0%；而9月對RPA影響最小，7月對對照作用最弱，貢獻率為20.3%和18.0%。

以飛播年限權(quán)重分析，凸顯了9月和7月日照對油松成苗效果的影響，首先進入成苗效果模型。接著4月和12月日照時數(shù)進入成苗量模型，年日照和5月日照時數(shù)進入RPA有苗樣方模型，2月和8月日照進入對照有苗樣方模型，最后3月日照時數(shù)進入RPA成苗量模型。

Qssck=-583.101+13.169Dsm9

(n=30，R2=0.519，rm9=0.720，F(xiàn)=30.197，P=0.000)

Qssck=-4 527.655+25.100Dsm9+10.546Dsm7

(n=30，R2=0.893，rm7=-0.107，F(xiàn)=112.709，P=0.000)

Qssck=-5 057.157+29.826Dsm9+14.012Dsm7-5.364Dsm4

(n=30，R2=0.913，rm4=0.536，F(xiàn)=91.417，P=0.000)

Qssck=-6 756.402+44.975Dsm9+23.777Dsm7-16.137Dsm4-9.358Dsm12

(n=30，R2=0.939，rm12=0.545，F(xiàn)=95.987，P=0.000)

Qssrpa=-825.781+24.238Dsm9

(n=30，R2=0.517，rm9=0.719，F(xiàn)=30.004，P=0.000)

Qssrpa=-8 556.797+47.622Dsm9+20.699Dsm7

(n=30，R2=0.940，rm7=-0.080，F(xiàn)=212.340，P=0.000)

Qssrpa=-9 512.068+56.148Dsm9+26.922Dsm7-9.678Dsm4

(n=30，R2=0.960，rm4=0.569，F(xiàn)=206.340，P=0.000)

Qssrpa=-11 238.328+71.538Dsm9+36.843Dsm7-20.621Dm4-9.506Dsm12

(n=30，R2=0.967，rm12=0.599，F(xiàn)=185.867，P=0.000)

Qssrpa=-12 022.210+112.831Dsm9+89.200Dsm7-64.492Dm4-63.461Dsm12-32.075Dsm3

(n=30，R2=0.973，rm3=-0.510，F(xiàn)=174.561，P=0.000)

Fck=-13.473+0.231Dsm9

(n=30，R2=0.435，rm9=0.659，F(xiàn)=21.515，P=0.000)

Fck=-91.053+0.465Dsm9+0.207Dsm7

(n=30，R2=0.830，rm7=-0.051，F(xiàn)=65.856，P=0.000)

Fck=-101.307+0.532Dsm9+0.290Dsm7-0.152Dsm2

(n=30，R2=0.871，rm2=-0.199，F(xiàn)=58.451，P=0.000)

Fck=-108.625+0.520Dsm9+0.352Dsm7-0.536Dsm2+0.204Dsm8

(n=30，R2=0.924，rm8=0.356，F(xiàn)=76.356，P=0.000)

Frpa=-12.324+0.297Dsm9

(n=30，R2=0.469，rm9=0.685，F(xiàn)=24.708，P=0.000)

Frpa=-109.858+0.592Dsm9+0.261Dsm7

(n=30，R2=0.875，rm7=-0.064，F(xiàn)=94.086，P=0.000)

Frpa=106.710+1.382Dsm9+1.332Dsm7-0.325Dsa

(n=30，R2=0.934，ra=0.336，F(xiàn)=122.535，P=0.000)

Frpa=143.765+1.514Dsm9+1.532Dsm7-0.376Dsa-0.062Dsm5

(n=30，R2=0.949，rm5=-0.005，F(xiàn)=116.436，P=0.000)

從成苗量模型分析，飛播年限權(quán)重下，9月日照與成苗量仍然呈極顯著正相關(guān)(r=0.719、0.720，P=0.000)，但相關(guān)度明顯降低；RPA和對照模型交點在21.9 h/m附近，斜率比值1.8；模型變化規(guī)律與上述模型分析相同，進一步說明RPA對提高油松成苗量的重要作用。在控制9月日照因子作用下，7月日照與成苗量正相關(guān)極顯著(r=0.936、0.882，P=0.000)，但復(fù)相關(guān)度明顯削弱，僅為-0.080和-0.107，對成苗量作用極不穩(wěn)定；對模型貢獻率為41.4%和40.6%，低于9月日照貢獻的58.6%和59.4%；與前面模型分析相同。去除9月和7月日照干擾，4月日照時數(shù)與RPA成苗量呈極顯著負相關(guān)(r=-0.571，P=0.001)，與對照呈顯著負相關(guān)(r=-0.436，P=0.020)；其偏相關(guān)性有所增強，而復(fù)相關(guān)性明顯降低。3個日照因子相互配合下，9月日照對成苗量影響最大，貢獻率為50.4%和59.4%，明顯大于7月的39.2%和38.5%；而4月日照影響最小，貢獻率僅為10.6%和11.1%。排除9月、7月和4月日照因子對成苗量作用，12月日照時數(shù)與RPA成苗量呈顯著負相關(guān)(r=-0.438，P=0.022)，與對照負相關(guān)極顯著(r=-0.542，P=0.003)；從RPA相關(guān)度分析，其偏相關(guān)度有所降低，而復(fù)相關(guān)度有所增強；9月和7月日照對成苗量貢獻率為45.4%、38.0%和41.3%和35.5%，明顯大于4月的16.0%和18.1%；12月日照對RPA和對照成苗量影響最小，貢獻率僅為0.7%和5.2%。從RPA成苗量5個因子模型分析，在排除模型中其他因子干擾下，3月日照與成苗量呈顯著負相關(guān)(r=-0.421，P=0.032)；7月日照對成苗量作用大于9月，貢獻率分別為42.8%和33.3%，而12月和3月日照影響極小，貢獻率均為0.3%。

從有苗樣方分析，有苗樣方頻度與日照指標關(guān)系性質(zhì)保持不變，只是模型參數(shù)和相關(guān)度發(fā)生變化。9月日照與有苗樣方線性關(guān)系緊密，正相關(guān)極顯著(r=0.685、0.659，P=0.000)，相關(guān)度明顯下降。RPA和對照模型交點在-17.4 h/M附近，斜率比值1.3，比上述分析結(jié)果提高。消除9月日照影響，7月日照時數(shù)也與成苗量正相關(guān)極顯著(r=0.874、0.836，P=0.000)；與成苗量變化類似，其偏相關(guān)性有所增強，復(fù)相關(guān)性明顯減弱，對模型作用極不穩(wěn)定。貢獻率為41.7%和42.0%，明顯低于9月的58.3%和58.0%；結(jié)論與前面結(jié)果一致。排除9月和7月日照因子干擾，年日照時數(shù)與RPA有苗樣方負相關(guān)極顯著(r=-0.688，P=0.000)，2月日照與對照負相關(guān)極顯著(r=-0.491，P=0.009)；年日照時數(shù)對RPA有苗樣方影響最大，貢獻率為53.4%，明顯大于7月和9月的28.4%和18.2%；而2月日照對對照影響最低，貢獻率為11.1%，遠低于7月和9月的41.7和47.2%；與前面結(jié)果基本一致。在飛播年限權(quán)重下，控制以上因子干擾，5月日照與RPA有苗樣方呈顯著負相關(guān)(r=-0.478，P=0.012)，8月日照與對照正相關(guān)極顯著(r=0.643，P=0.000)；與前面分析結(jié)果相比，5月日照偏相關(guān)性均有所增強，而復(fù)相關(guān)性有所下降，對RPA有苗樣方作用極不穩(wěn)定；而8月日照偏相關(guān)性和復(fù)相關(guān)性均明顯提高，對對照有苗樣方作用效果穩(wěn)定性增加。4個因子協(xié)同下，年日照時數(shù)對RPA模型貢獻率為53.5%，遠大于7月和9月的28.3%和17.2%，5月貢獻最小，僅為1.0%；而7月、9月、2月和8月日照對對照有苗樣方貢獻率依次為31.5%、28.7%、24.3%和15.5%，與前面結(jié)果完全一致。

3 結(jié)果與討論

3.1 成苗效果與日照指標相關(guān)性及時空變化

太陽輻射存在著顯著的日變化節(jié)律和季節(jié)變化，從而導(dǎo)致溫度也發(fā)生相應(yīng)的變化[8-10]，也直接引起大氣環(huán)流不規(guī)則的周期性變動，造成降水量的年間差異和季節(jié)變化[11-12]。林木形成了自身應(yīng)對氣候變化的能力，產(chǎn)生了季節(jié)性的生長變化，也導(dǎo)致了氣候因子對林木作用的時空差異[14-15]。

3.1.1 年日照指標相關(guān)性的地域差異 由于溫度與日照時數(shù)呈正相關(guān)，降水量與日照時數(shù)呈負相關(guān)[7-12]。所以年日照時數(shù)和年均溫與飛播油松成苗效果呈正相關(guān)，而與年降水量呈負相關(guān)，其中，與年均溫相關(guān)極顯著，與年降水量除對照有苗樣方頻度外相關(guān)均顯著。

3.1.2 月日照時數(shù)相關(guān)性時空變化 冬季，12月日照時數(shù)和均溫與成苗效果呈正相關(guān)。其中，日照與對照和RPA成苗量相關(guān)顯著，與RPA有苗樣方頻度相關(guān)極顯著，與對照有苗樣方頻度相關(guān)不顯著；而均溫除與對照有苗樣方頻度相關(guān)顯著外，與其余相關(guān)均極顯著。12月降水量與成苗效果均呈極顯著負相關(guān)。1月和2月日照與成苗效果呈不顯著負相關(guān)；1月均溫和降水量與成苗效果也呈負相關(guān)，而2月均溫和降水量呈不顯著正相關(guān)，但僅1月均溫與RPA有苗樣方頻度相關(guān)顯著[13]。春季，成苗效果與3月日照和均溫負相關(guān)極顯著，與降水量正相關(guān)極顯著。與4月日照和均溫正相關(guān)極顯著，與降水量極不相關(guān)。與5月日照顯著負相關(guān)，與均溫不顯著負相關(guān)，與降水量正相關(guān)極顯著[12-13]。夏季，與6月和7月日照負相關(guān)，與8月正相關(guān)，其中與7月顯著。與6月均溫相關(guān)極不顯著，與7月正相關(guān)不顯著，8月均溫與成苗量正相關(guān)顯著，與RPA有苗樣方頻度正相關(guān)不顯著，與對照有苗樣方頻度正相關(guān)極顯著。成苗效果與6月降水量負相關(guān)極顯著，與7月負相關(guān)不顯著，與8月正相關(guān)不顯著[12-13]。秋季，9月和11月日照與成苗效果正相關(guān)極顯著，與10日照除RPA有苗樣方頻度外正相關(guān)顯著。與各月均溫正相關(guān)極顯著，與降水量負相關(guān)極顯著[12-13]。

3.2 不同日照、溫度和降水因子對成苗效果的協(xié)同作用

3.2.1 排除時間因子的協(xié)同作用 逐步回歸模型顯示，9月和7月日照時數(shù)與成苗效果關(guān)系緊密。在控制模型中其他因素干擾下，2月和6月日照也對對照有苗樣方頻度產(chǎn)生影響，4月、11月和12月日照對RPA成苗量發(fā)生作用，年和5月日照與RPA有苗樣方頻度也有一定的相關(guān)性。4月和11月均溫對成苗效果作用較大，7月均溫與對照成苗量也有一定相關(guān)，而年極端最高溫度也對對照有苗樣方頻度發(fā)生作用；3月均溫對RPA成苗效果也有一定影響[13]。12月、11月和9月降水量與成苗量關(guān)系密切，而12月、11月和8月降水量對有苗樣方頻度協(xié)調(diào)作用[12]。

3.2.2 時間因子下的協(xié)同作用 在時間因子協(xié)調(diào)下，對照油松成苗量與日照因子模型關(guān)系不變；5月、8月和4月日照對RPA成苗量作用較大，6月和7月日照與對照有苗樣方頻度關(guān)系緊密，5月和9月日照對RPA有苗樣方頻度影響較大。3月、10月和11月均溫與對照成苗量關(guān)系密切，5月均溫、年極端最高溫度和4月均溫對RPA成苗量有所作用，年極端最高溫度和4月均溫對對照有苗樣方頻度影響較大，3月和10月均溫與RPA有苗樣方頻度相關(guān)度較強[13]。2月和5月降水對成苗量作用較大，2月降水與對照有苗樣方頻度相關(guān)性強，4月、1月和2月降水對RPA有苗樣方頻度依次產(chǎn)生一定的作用[14]。

3.2.3 飛播年限權(quán)重下的協(xié)同作用 在飛播年限權(quán)重下，9月和7月日照也與成苗效果關(guān)系密切。但在控制其他因素作用下，4月和12月日照與對照成苗量相關(guān)，4月、12月和3月日照與RPA成苗量也有一定相關(guān)，2月和8月日照與對照有苗樣方頻度相關(guān)性也較強，年日照和5月日照也會對RPA有苗樣方頻度產(chǎn)生影響。在飛播年限權(quán)重下，溫度與成苗效果模型關(guān)系不變[13]，降水與成苗效果模型關(guān)系也基本保持不變，只是在對照松成苗量模型中增加了1月降水量指標[12]。

從以上模型綜合分析，9月和7月日照時數(shù)是影響成苗效果的關(guān)鍵日照因子；其次，4月、6月、12月和2月日照也對對照成苗效果有關(guān)，5月、8月、年、4月、12月、11月和3月日照也與RPA成苗效果相關(guān)。4月、11月、3月和5月均溫是影響對照和RPA成苗效果的共同溫度指標，與成苗效果密切相關(guān)；其次，7月和10月均溫及年極端最高溫度對對照也有影響，10月均溫和年極端最高溫度與RPA也有一定的相關(guān)度[13]。12月、2月和11月降水量是影響成苗效果和對照有苗樣方頻度的主要降水指標，5月、9月和1月降水對成苗量也有所作用，8月降水對對照有苗樣方頻度作用也較大；而RPA有苗樣方頻度與12月、4月、11月、8月、1月和2月降水量依次相關(guān)[12]。在當?shù)厝照铡囟群徒邓蜃拥膮f(xié)同作用下，RPA飛播油松成苗量和有苗樣方頻度均優(yōu)于對照[13]，說明使用RPA拌種飛播造林能顯著削弱林地水熱資源年間和季節(jié)劇烈變化對油松成苗的作用，提高幼苗抵御極端氣候災(zāi)害的能力，擴大幼苗在林地的適應(yīng)范圍。