彭麗英 麥宗鑒 王華 武君 黎堅 李英

（1 茂名市氣象局，茂名 525000；2 廣東省氣候中心，廣州 510080；3 化州市氣象局，化州 525100）

0 前言

茂名市位于我國大陸南端，地處北熱帶和南亞熱帶過渡區(qū)；天氣復雜，災害頻發(fā)，也是氣候變化的敏感區(qū)和農(nóng)業(yè)生態(tài)脆弱區(qū)?；ㄉ俏覈饕挠土辖?jīng)濟作物之一，也是茂名市當?shù)刂匾挠土蟻碓春徒?jīng)濟作物。目前國內(nèi)有很多對于農(nóng)作物氣候條件分析的研究，主要集中在水稻、小麥、棉花等主要的糧食以及經(jīng)濟作物方面；對于花生的研究也有一些。關于產(chǎn)量預報的常用方法有多元線性模擬預報方程、通徑分析方法、作物豐歉指數(shù)、氣候適宜指數(shù)，以及基于積分回歸來研究作物產(chǎn)量氣候影響因子等。本文利用茂名化州市國家氣象站1982—2012年氣象資料和化州市氣象局春花生農(nóng)氣觀測資料，運用積分回歸方法研究茂名化州市春花生產(chǎn)量的氣候影響因子。

1 春花生產(chǎn)量的正交多項式分析

不同產(chǎn)量模擬的方法，可能得出的氣象產(chǎn)量差別很大。本文采用三次曲線擬合和5點滑動平均得到花生產(chǎn)量趨勢，再對比2013年和2014年的模擬結果，得到兩個模型的模擬結果差別不大；但在分離花生氣象產(chǎn)量的方法中，三次曲線擬合法分析得到的趨勢產(chǎn)量更符合花生產(chǎn)值規(guī)律。利用正交多項式法對茂名化州市1982—2012年共29年（1984、1985年為缺測）的春花生產(chǎn)量資料進行處理，得出春花生產(chǎn)量擬合方程（三階多項式），如圖1所示。由模擬結果可以看出，春花生產(chǎn)量變化趨勢是隨著時間的增加，趨勢產(chǎn)量增加得越來越慢。

圖1 春花生產(chǎn)量的模擬曲線和實際曲線（單位：kg·(666.7 m2)-1） Fig. 1 The analog curve and actual curve of spring peanut yield (unit: kg·(666.7 m2)-1)

從歷年的實際產(chǎn)量中分離出趨勢產(chǎn)量后，按照Y=YT+YW+YS，進行分解。式中：Y為實際產(chǎn)量，YT為趨勢產(chǎn)量，YS為隨機產(chǎn)量，可忽略不計，故即可求出氣象產(chǎn)量YW。

氣象產(chǎn)量受氣候條件的影響，波動大。利用計算出的春花生的氣象產(chǎn)量可以得到花生氣象產(chǎn)量的波動范圍和最大正負波動量，即極大值為95.62 kg·（666.7 m），極小值為－108.66 kg·(666.7 m)，極差達204.28 kg·(666.7 m)。該結果表明：化州地區(qū)春花生極差超過200 kg·(666.7 m)，產(chǎn)量的風險較大，即春花生的生產(chǎn)受自然災害的影響比較顯著。

2 氣候因子對花生產(chǎn)量的影響評估

由于在花生生長發(fā)育的過程中，水分、溫度和日照條件是重要因素；積分回歸法生物學意義明確，預報效果較好，已成為一種新的作物產(chǎn)量動態(tài)預報方法。

2.1 基本原理和方法

由積分回歸原理可知，假設作物產(chǎn)量為因變量

Y

，影響因素如溫度、降水量、日照時數(shù)等氣象要素為自變量。將作物整個生育期間分為若干個時段，把某一時段、某一氣象要素值作為一個自變量。則可得多元線性回歸方程的積分回歸形式：

本研究利用茂名化州市1982—2012年春花生產(chǎn)量觀測數(shù)據(jù)和積分回歸分析方法，分析花生全生育期平均溫度、日照時數(shù)和降水量的時間分布對其產(chǎn)量的影響。由于社會經(jīng)濟和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術的逐漸提高和改善，花生產(chǎn)量趨于逐年上升，因此需要將實際產(chǎn)量資料處理成產(chǎn)量的趨勢離差（即氣象產(chǎn)量）。分別計算春花生氣象產(chǎn)量與平均氣溫、日照時數(shù)、降水量的回歸系數(shù)，得出歷年

ρ

值。計算（1）式中春花生氣象產(chǎn)量與平均氣溫、日照時數(shù)和降水量回歸系數(shù)

α

，

α

，

α

，

α

，

α

，

α

值如表1。

表1 春花生氣象產(chǎn)量與平均氣溫、日照時數(shù)和降水量回歸系數(shù) Table 1 The regression coefficient of spring peanut meteorological yield and average temperature, sunshine hours and precipitation

2.2 計算積分回歸的α(t)

將計算的

α

，

α

，

α

，

α

，

α

，

α

代入下式中，即可得到春花生生育期從2月下旬—7月上旬（共14旬）的平均氣溫、日照時數(shù)和降水量的各

α

(

t

)值。

其中：

α

(

t

)表示旬平均氣溫（或日照時數(shù)或降水量）升降1 ℃（1 h或1 mm）使春花生產(chǎn)量變化升值。由此可見，

α

(

t

)是平均氣溫（或日照時數(shù)或降水量）的時間分布對春花生產(chǎn)量的效應，它在各時段不同。（1）平均氣溫的積分回歸

α

(

t

)從各時段

α

(

t

)值點繪圖（圖2）可見，平均氣溫對春花生正效應有兩個時期：播種前期（2月上旬）和莢果成熟期（5月下旬—6月下旬），尤其是在6月正效應顯著。平均氣溫在幼苗期（3月中旬前后）、開花結莢期（4月中旬—下旬）對春花生產(chǎn)量成負效應。

圖2 平均氣溫和日照時數(shù)對春花生產(chǎn)量的效應 （單位：kg·(666.7 m2)-1） Fig. 2 The effect of average temperature and sunshine hours on spring peanut yield (unit: kg·(666.7 m2)-1)

（2）日照時數(shù)的積分回歸

α

(

t

)

由圖2可見，日照時數(shù)在播種前期（2月上旬）、莢果成熟期（5月上旬—6月下旬）對春花生產(chǎn)量成正效應，特別是在2月上旬正效應很明顯。日照時數(shù)在幼苗期（3月上旬—4月上旬）、開花結莢期前期（4月中旬—下旬）對春花生產(chǎn)量成負效應。

（3）降水量的積分回歸

α

(

t

)

由圖3可見，降水量在播種前期（2月上旬）、分枝期（4月上旬—中旬）、莢果成熟期（6月中旬—下旬）對春花生產(chǎn)量成正效應。降水量在播種后期到幼苗期（3月上旬—下旬）、開花結莢期后期（5月上旬—6月上旬）對春花生產(chǎn)量成負效應。

（4）積分回歸結果的合理性分析

在成熟期（6月）平均氣溫增多，熱量條件充足，花生產(chǎn)量增產(chǎn)明顯。在幼苗期（3月上旬—4月上旬）日照時數(shù)負效應較明顯，3月化州每日平均日照時數(shù)為2.3 h/d，遠小于每日適宜日照時數(shù)（8 h/d），不利于幼苗生長，對花生產(chǎn)量有抑制作用。3月化州平均降水量為72 mm，恰逢降水量較多期，會形成爛苗等，故對花生生長有抑制作用。因此，如果出現(xiàn)低溫陰雨天氣，需要推遲播種，例如2008年出現(xiàn)低溫陰雨天氣，推遲到3月19日才播種；或者播種后容易引起種子霉爛，造成出苗率低，從而引起花生產(chǎn)量下降，例如1990年出現(xiàn)低溫陰雨天氣，播種期是2月8日，但出苗期是3月2日，播種期至出苗期長達22 d。在開花結莢期后期（5月上旬—6月上旬）降水量增多，洪澇發(fā)生，土壤積水，造成花生莢果成熟慢、秕果多，已成熟的莢果容易掉莢發(fā)芽，且常引起銹病大發(fā)生，導致產(chǎn)量下降。這和春花生的生長特點及其與氣候條件關系相符合。

另外，本文運用了直線回歸法、3點滑動和5點滑動平均法來求出趨勢產(chǎn)量，再分離出氣象產(chǎn)量來做積分回歸。其中，直線回歸法得出的結果與上述基本一致；3點滑動和5點滑動平均法得出的平均氣溫和日照時數(shù)對花生產(chǎn)量的積分回歸基本一致，但是得出的降水量對花生產(chǎn)量的積分回歸（圖3）差別較大。由圖3可見，在3月降水量對春花生產(chǎn)量有明顯正效應，這與春花生的生長特性不相符。因此，運用積分回歸法來研究春花生產(chǎn)量的氣候影響因子時，在分離花生氣象產(chǎn)量的方法中，我們運用三次曲線擬合法和直線回歸法得出的結論都是可靠的。

圖3 降水量對三次曲線擬合和5點滑動平均的春花生產(chǎn)量的效應（單位：kg·(666.7 m2)-1） Fig. 3 The effect of precipitation on cubic curve fitting and five-point moving average spring peanut yield (unit: kg·(666.7 m2)-1)

3 結論

1）春花生產(chǎn)量變化趨勢是隨著時間的增加，趨勢產(chǎn)量增加得越來越慢。春花生極差超過200 kg·(666.7 m)，化州地區(qū)種植春花生的風險較大，化州春花生的生產(chǎn)受自然災害影響較為顯著。

2）分析平均氣溫、日照時數(shù)和降水量對化州春花生產(chǎn)量的影響評估。平均氣溫在播種前期、莢果成熟期對春花生產(chǎn)量成正效應，尤其是在6月正效應顯著；平均溫度在幼苗期、開花結莢期對春花生產(chǎn)量成負效應。日照時數(shù)在播種前期、莢果成熟期對春花生產(chǎn)量成正效應，特別是在2月上旬正效應顯著；日照時數(shù)在幼苗期、開花結莢期前期對春花生產(chǎn)量成負效應。降水量在開花結莢期后期對春花生產(chǎn)量成負效應。

3）在成熟期（6月）平均氣溫增多，熱量條件充足，花生產(chǎn)量增產(chǎn)明顯。在幼苗期（3月上旬—4月上旬）日照時數(shù)負效應較明顯，3月化州每日平均日照時數(shù)遠小于每日適宜日照時數(shù)，不利于幼苗生長，對花生產(chǎn)量有抑制作用。3月份化州恰逢降水量較多期，會形成爛苗等，故對花生生長有抑制作用。因此，如果出現(xiàn)低溫陰雨天氣，需要推遲播種，或者播種后容易引起種子霉爛，造成出苗率低，從而引起花生產(chǎn)量下降；在開花結莢期后期（5月上旬—6月上旬）降水量增多，洪澇發(fā)生，土壤積水，造成花生莢果成熟慢、秕果多，已成熟的莢果容易掉莢發(fā)芽，且常引起銹病大發(fā)生，導致產(chǎn)量下降。這和春花生的生長特點及其與氣候條件關系相符合。

4）本文首先運用了直線回歸法、3點滑動和5點滑動平均法計算花生趨勢產(chǎn)量，其次分離氣象產(chǎn)量進行積分回歸。其中，直線回歸法得出的結果與正交多項式法基本一致；3點滑動和5點滑動平均法得出的平均氣溫和日照時數(shù)對花生產(chǎn)量的積分回歸基本一致，但是降水量對花生產(chǎn)量的積分回歸差別較大，與花生生長的特性不相符。因此，運用積分回歸法來研究春花生產(chǎn)量的氣候影響因子時，在分離花生氣象產(chǎn)量的方法中，運用三次曲線擬合法和直線回歸法得出的結論均具有較大可信度。