葉河平原綠洲氣候變化及其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響

張雪琪,滿蘇爾·沙比提,馬國飛

(新疆師范大學(xué) 地理科學(xué)與旅游學(xué)院,新疆 烏魯木齊　830054)

IPCC第四次評估報告(AR4)提出[1],自19世紀(jì)50年代以來最暖的12年里有11年位列1995—2006年間。AR5指出[2],最近的連續(xù)3個10年比1850年以來任何一個10年都暖。全球變暖問題愈發(fā)嚴(yán)峻,不斷成為政府、學(xué)者關(guān)注的焦點[3-5]。西北干旱區(qū)因降水稀少、蒸發(fā)強(qiáng)烈,對氣候響應(yīng)更敏感。

葉爾羌河平原綠洲承載了流域近95%人口,其中82%的勞動力以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動為主。葉爾羌河綠洲是南疆最大的綠洲、著名的糧棉基地,多年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值約占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的71%[6],對南疆乃至全疆的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)至關(guān)重要。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動不僅受制于作物品種,更局限于土壤養(yǎng)分、水熱資源等因素,對氣候變化的響應(yīng)極敏感。國內(nèi)有諸多學(xué)者分析了氣候變化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響,大尺度上有對全國[7-9]、西北地區(qū)[10]、石羊河流域[11]的分析,小尺度上有對阿圖什市[12]、沙雅縣[13]的分析,以上研究為當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)持續(xù)發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。然而，少有學(xué)者以葉爾羌河平原綠洲為靶區(qū)展開分析、討論,因此有必要分析氣候長時間序列的變化特征及其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。筆者選取平原綠洲內(nèi)具有代表性的2個氣象站點(巴楚站位于研究區(qū)北部、莎車站位于研究區(qū)南部)自1953—2015年的逐日實測數(shù)據(jù),分析氣溫、日照時數(shù)的年代際、年內(nèi)變化特征及其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響,以期為農(nóng)業(yè)種植及其生態(tài)安全提供理論支撐。

1　研究區(qū)概況

葉爾羌河流域包括帕米爾高原區(qū)、喀喇昆侖山區(qū)、低山丘陵區(qū)、平原綠洲區(qū)、沙漠區(qū),葉爾羌河平原綠洲在行政區(qū)劃上自北向南依次包括圖木舒克市、巴楚縣、麥蓋提縣、莎車縣、澤普縣、葉城縣。研究區(qū)位于葉爾羌河流域下游,總面積為3.81×104km2,北臨克孜勒蘇柯爾克孜自治州、東臨塔里木盆地、西接喀什地區(qū)、南接葉爾羌河低山丘陵區(qū)。據(jù)第六次全國人口普查公報顯示:葉爾羌河平原綠洲常住人口約2.23×106人。研究區(qū)內(nèi)主要以種植小麥、玉米、棉花為主,據(jù)《2015年新疆統(tǒng)計年鑒》顯示:巴楚縣農(nóng)作物播種面積為166.89×103hm2、麥蓋提縣為116.12×103hm2、莎車縣為214.21×103hm2、澤普縣為51.79×103hm2、葉城縣為122.18×103hm2,各縣農(nóng)業(yè)產(chǎn)值依次為:294.76×107元、306.73×107元、598.62×107元、228.37×107元、442.32×107元。

圖1　研究區(qū)示意圖Fig.1　Sketch map of study area

2　數(shù)據(jù)來源及方法

2.1　資料采集

氣象資料來源于中國氣象數(shù)據(jù)網(wǎng),選取巴楚站(78°34′E,39°48′N,1116.5m)、莎車站(77°16′E,38°26′N,1231.2m)1953—2015年逐日氣象實測數(shù)據(jù)按月、年進(jìn)行整編。數(shù)據(jù)經(jīng)極值檢驗、時間一致性檢驗、人工抽查均無誤。農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)(包括播種面積、單產(chǎn)、施肥量、棉花產(chǎn)量)來源于《1949～1989喀什統(tǒng)計年鑒》、1991～2015《新疆統(tǒng)計年鑒》[6]。

2.2　統(tǒng)計檢驗方法

運用Excel軟件整理分析氣象、農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù),并借助相關(guān)系數(shù)檢驗法進(jìn)行顯著性檢驗。本文樣本數(shù)n=63,自由度df=61,查詢相關(guān)系數(shù)臨界表知:顯著性在0.1，0.05，0.01時的相關(guān)系數(shù)分別是0.21，0.25，0.32。運用線性擬合法分析氣象要素的年際、年內(nèi)變化,通過累計距平法確定突變年份并借助Yamamoto信噪比法進(jìn)行檢驗,以提高精準(zhǔn)度。以棉花為例,通過構(gòu)建CAR模型,模擬預(yù)測在氣候變化的影響下棉花產(chǎn)量的變化情況。

季節(jié)劃分:春季(3～5月)、夏季(6～8月)、秋季(9～11月)、冬季(12～翌年2月)。

信噪比[14]:

(1)

式中:x1為基準(zhǔn)點前側(cè)的均值，x2為基準(zhǔn)點后側(cè)的均值;s1為基準(zhǔn)點前側(cè)的標(biāo)準(zhǔn)差，s2為基準(zhǔn)點后側(cè)的標(biāo)準(zhǔn)差;若S/N大于1,認(rèn)為有突變存在,若S/N大于2,認(rèn)為有強(qiáng)突變存在。

活動積溫[15]:

(2)

式中:t1為時段起始日,tn為時段終結(jié)日,T0為生物學(xué)下限溫度。本文計算≥10℃積溫,T0=10℃。

負(fù)積溫:

(3)

式中:t1為冬季起始日,tn為冬季終結(jié)日,T0=0℃。

3　結(jié)果與分析

3.1　氣候變化特征分析

3.1.1氣溫變化

1)趨勢分析。1953—2015年研究區(qū)最低氣溫出現(xiàn)在1967年為10.7 ℃、最高氣溫出現(xiàn)在2015年為13.3 ℃,多年平均氣溫為11.9 ℃。前32年(1953—1984)內(nèi)有9年氣溫高于11.9 ℃且集中在70年代以后;后32年(1984—2015)內(nèi)有25年氣溫高于11.9 ℃。近60多年來氣溫不斷升高,增長傾向率為0.24 ℃/10a(P<0.01)(圖2)。

近60多年來研究區(qū)各季節(jié)氣溫變化趨勢(圖略)與年變化趨勢基本一致,都表現(xiàn)出增加趨勢。春季至冬季氣溫增長傾向率分別0.28 ℃/10a，0.10 ℃/10a，0.28 ℃/10a，0.31 ℃/10a,經(jīng)線性趨勢系數(shù)檢驗(圖3),春、秋、冬季增長趨勢一致通過99%置信度檢驗,夏季增溫趨勢通過95%置信度檢驗。1953—2015年春季平均氣溫為14.9 ℃,90年代前(共38年)有25年氣溫低于14.9 ℃,90年代后(共25年)有7年氣溫低于14.9 ℃;夏季平均氣溫為24.8 ℃,90年代前有18年氣溫低于24.8 ℃,90年代后有9年氣溫低于24.8 ℃;秋季平均氣溫為11.5 ℃,90年代前有24年氣溫低于11.5 ℃,90年代后有6年氣溫低于11.5 ℃;冬季平均氣溫為-3.8 ℃,90年代前有21年氣溫低于-3.8 ℃,90年代后有8年氣溫低于-3.8 ℃(表1)。以上結(jié)果說明,近60多年來研究區(qū)氣溫不斷升高,但90年代是不是氣溫開始發(fā)生突變的節(jié)點尚不能下定論,為了更清楚的確定氣溫開始突變的時間，需進(jìn)一步展開突變分析。

2) 突變分析。從圖4中可以看出,研究區(qū)氣溫變化表現(xiàn)出3個明顯的階段:1953—1977年減小階段;1977—1995年平穩(wěn)波動階段;1996—2015年穩(wěn)定上升階段,其中1996年氣溫距平絕對值最大。累積距平圖中絕對值最大處有可能是突變點，為檢測1996年是否滿足突變要求,利用公式(1)計算其信噪比,結(jié)果顯示S/N=1.2> 1,即可以認(rèn)定1996年研究區(qū)氣溫發(fā)生了從減小向增加的突變,突變前后2個時段的平均氣溫相差0.86 ℃。突變年份與迪麗努爾·阿吉等[16]結(jié)論一致。

3.1.2日照時數(shù)變化

1) 趨勢分析。 1953—2015年研究區(qū)平均日照時數(shù)為2 852 h、 日照時數(shù)最大值出現(xiàn)在1963年為3 223 h、 最小值出現(xiàn)在2010年為2 561 h(圖5)。 1953—1990年間共有30年日照時數(shù)高于2 852 h, 1990—2015年間共有5年日照時數(shù)高于2 852 h,近60多年日照時數(shù)表現(xiàn)出減少趨勢,減少傾向率為33.84 h/10a(P< 0.01),這一結(jié)論與肖蓮桂等研究青海省柴達(dá)木盆地1961—2013年日照時數(shù)減少率為40.6 h/10a的結(jié)果相似[17]。

表1　年代際、季際氣溫T(℃)、日照時數(shù)Sd(h)變化表Tab.1　The changes of interannual, seasonal temperature(℃),precipitation (mm), Sunshine duration (h)

圖2　氣溫年變化趨勢Fig.2　Average annual temperature variation

注：3條直線分別表示置信度取90%，95%，99%時的相關(guān)系數(shù)臨界值圖3　線性趨勢系數(shù)檢驗 Fig. 3　The linear trend coefficient test chartin

近60多年來研究區(qū)各季節(jié)日照時數(shù)變化趨勢(圖略)與年變化趨勢基本一致,都表現(xiàn)出減少趨勢。春季到冬季日照時數(shù)減少傾向率分別為3.64 h/10a，7.35 h/10a，8.37 h/10a，14.49 h/10a,經(jīng)線性趨勢系數(shù)檢驗(圖3),秋、冬季減少趨勢通過99%置信度檢驗,夏季減少趨勢通過95%置信度檢驗,春季減少趨勢未通過95%置信度檢驗。1953—2015年春季平均日照時數(shù)為695 h,50～80年代日照時數(shù)不斷增加;80～90年代急劇減小,10年減少了79 h;90年代到21世紀(jì)初雖有增加,但低于均值。夏季平均日照時數(shù)為886 h,50～60年代日照時數(shù)逐年增加;60～90年代逐年減小,30年間減少了55 h;90年代至今變化趨勢同春季。秋季平均日照時數(shù)為739 h,50～70年代日照時數(shù)不斷增加;70～90年代逐年減小,20年間減少了63 h;90年代到21世紀(jì)初變化趨勢同春、夏季。冬季平均日照時數(shù)為539 h,50～60年代日照時數(shù)逐年增加;60～70年代逐年減少,10年間減少了20 h;70～80年代逐年增加;80年代到21世紀(jì)初逐年減少,20多年間減少了84 h(表1)。

2) 突變分析。從圖4中看出,1953—2015年日照時數(shù)變化趨勢可以分為1953—1990年增加階段和1990—2015年減少階段,且1990年處的累積距平絕對值最大。對1990年進(jìn)行信噪比計算,結(jié)果顯示S/N=0.76<1,即該點沒有達(dá)到突變要求,但日照時數(shù)在1990年由原先的增加變?yōu)闇p少,這與肖蓮桂等[17]研究結(jié)論一致。

圖4　氣溫、日照時數(shù)累積距平圖Fig.4　Temperature and sunshine duration cumulative anomaly

圖5　日照時數(shù)變化圖Fig.5　The variation of sunshine duration

3.2　氣候變化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響

3.2.1農(nóng)業(yè)氣候資源的變化從圖6發(fā)現(xiàn),研究區(qū)≥10℃積溫的多年平均值為4 427 ℃·d,多年平均持續(xù)時間為215 d。1996年(氣溫突變點)前有30年積溫低于均值;1996年后,每年的積溫值均大于均值。≥10℃積溫的持續(xù)日數(shù)在1996年前有29年持續(xù)時間小于均值;1996年后有3年持續(xù)時間小于均值?？梢哉f,在氣溫發(fā)生了由減小向增大的突變后,研究區(qū)≥10℃積溫及其持續(xù)時間表現(xiàn)出明顯的趨同性,即隨著氣溫的升高,≥10℃積溫不斷增大,其持續(xù)時間亦不斷增加。這無疑給喜溫作物營造了良好的生長環(huán)境,但一定程度上也為農(nóng)業(yè)病蟲害提供了溫床。負(fù)積溫能直接反應(yīng)農(nóng)作物越冬受害狀況,同時影響著返青期、播種期的開始時間,在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中是一個重要的指標(biāo)[15]。近60多年平均負(fù)積溫為-380 ℃·d,1996年前有22年負(fù)積溫小于均值;1996年后有6年負(fù)積溫小于均值。這表明氣溫發(fā)生突變后,負(fù)積溫的絕對值不斷減小,農(nóng)作物遭受凍害的機(jī)率變小,同時延長了病蟲害的生活期,一定程度上放大了農(nóng)作物遭受生物災(zāi)害的潛在可能。

圖6　≥10℃積溫及持續(xù)日數(shù)變化圖Fig.6　The variation of integrated temperature (≥10℃) and duration days

圖7　1953—2014a棉花單產(chǎn)模擬曲線Fig.7　Cotton yield simulation curve in 1953—2014

3.2.2農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的變化

1)化肥施用量的變化。研究區(qū)內(nèi)82%以上的勞動力以從事農(nóng)業(yè)活動為生,糧食的品質(zhì)很大程度上決定著當(dāng)?shù)厝嗣竦氖杖胨?。氣候變?土壤有機(jī)質(zhì)的微生物分解加快,肥效保持時間縮短,尤其是氮肥,溫度每升高1℃,釋放周期縮短3.6 d[18]。研究區(qū)近30年化肥施用量從1989年30.79×106kg迅速增加到2014年163.98×106kg,年均增長率為17.30%。單位面積化肥施用量亦呈增加趨勢,從1989年111.37 kg/hm2增至2014年244.31 kg/hm2,年均增長率為4.77%。化肥施用量的加大必將會增大種植成本且對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境造成不可避免的破壞。

2) 生育期的變化。葉爾羌河平原綠洲是新疆著名的糧、棉基地,現(xiàn)以棉花為例,分析氣候變化對棉花生育期的影響。近60年研究區(qū)春、秋季氣溫不斷升高,春季氣溫從14.3℃升至16.0℃,秋季氣溫從10.8℃升至12.4℃,致使春季播種期提前,秋季早霜期推遲,進(jìn)而延長了棉花的生育期。研究區(qū)棉花播種期從50年代的4月13日提前到21世紀(jì)初的4月4日,停止生長期從10月15日推遲到10月19日,生育期大致從185 d延長至198 d。生育期的延長為棉花生長贏得了更多的熱量資源,利于棉花品質(zhì)的提高。

3) 單產(chǎn)的變化。研究區(qū)糧食播種面積從1989年27.64×104hm2增大到2014年67.12×104hm2,年均增長率為5.72%。2009年糧食播種面積增加量最大為21.43×104hm2,結(jié)合同時期前后氣候變化特征發(fā)現(xiàn):2008年負(fù)積溫為-593 ℃·d，2009年僅為-218 ℃·d,負(fù)積溫絕對值的大幅度減小營造了一個暖冬,為2009年農(nóng)作物生長提供了良好的熱量資源環(huán)境。糧食單產(chǎn)量從1989年38.61×102kg/hm2增大到2009年64.38×102kg/hm2,多年平均單產(chǎn)量為55.24×102kg/hm2。1999年后單產(chǎn)明顯高于均值,2009年單產(chǎn)距平值最大為9.14×102kg/hm2。結(jié)合表1可以看出,90年代以來氣溫不斷升高,農(nóng)業(yè)氣候資源更具優(yōu)勢,糧食播種面積呈現(xiàn)不斷增大的趨勢。研究區(qū)棉花單產(chǎn)不斷提高,由50年代的309.26 kg/hm2提高至目前的1 705.64 kg/hm2,多年平均單產(chǎn)為838.86 kg/hm2。1953—1989年棉花單產(chǎn)均低于多年均值;1990—2014年棉花單產(chǎn)均高于多年均值?？梢郧宄l(fā)現(xiàn),隨著氣候變暖,棉花單產(chǎn)不斷提高。為定量討論氣候變化對棉花單產(chǎn)的影響,借助DPS 9.01軟件,選定1953—2014年氣溫、日照時數(shù)、≥10℃積溫與棉花單產(chǎn)數(shù)據(jù)構(gòu)建CAR模型,模擬預(yù)測未來棉花單產(chǎn)的變化。采用遞推最小二乘法(遺忘因子為1)估計模型參數(shù),建模檢驗水平F0.05=2.52。模型定階檢驗值F=1.18

Y(t)=0.99Y(t-1)-18.94X(1,t-1)+0.11X(2,t)+0.27X(3,t)-0.25X(3,t-1)

式中,Y(t)，Y(t-1)，X(1,t-1)，X(2,t)，X(3,t)，X(3,t-1)分別為t年的棉花單產(chǎn)、t-1年的棉花單產(chǎn)、t-1年的生長期氣溫、t年的日照時數(shù)、t年的≥10℃積溫、t-1年的≥10℃積溫,t為時間序列。

通過模型可以發(fā)現(xiàn),在僅考慮生長期氣溫、日照時數(shù)、≥10℃積溫的前提下,棉花產(chǎn)量與當(dāng)年日照時數(shù)、≥10℃積溫成正相關(guān),與上一年生長期氣溫、≥10℃積溫呈負(fù)相關(guān),且對上一年生長期溫度的響應(yīng)程度最強(qiáng)。當(dāng)年日照時數(shù)每增加1 h,棉花單產(chǎn)提高0.11 kg/hm2,當(dāng)年≥10℃積溫每增加1℃·d,棉花單產(chǎn)提高0.27 kg/hm2,如按21世紀(jì)初研究區(qū)棉花平均播種面積計算,當(dāng)年日照時數(shù)每增加1 h,棉花產(chǎn)量增加3 129.5 kg,當(dāng)年≥10℃積溫每增加1℃·d,棉花產(chǎn)量增加7 681.5 kg。利用此模型計算的棉花單產(chǎn)模擬值與實際值相比,相對誤差較小為14%(圖7),表明該模型可以較好地反映棉花單產(chǎn)的變化情況。

4　結(jié)論與討論

4.1　結(jié)　論

1)近60多年來研究區(qū)氣候變化明顯。氣溫增溫傾向率為0.24 ℃/10a(P< 0.01),冬季增溫幅度最大為0.31 ℃/10a(P< 0.01);日照時數(shù)呈減小趨勢,減小傾向率為33.84 h/10a(P< 0.01),冬季減小幅度最大為14.49 h/10a。1990年日照時數(shù)發(fā)生了由增加向減少的轉(zhuǎn)變,轉(zhuǎn)變后日照時數(shù)減小115 h;1996年氣溫發(fā)生突變,突變后氣溫升高了0.86 ℃。

2)氣候變暖對農(nóng)業(yè)氣候資源影響明顯。近60多年來研究區(qū)≥10℃積溫的平均值為4 427℃·d,≥10℃積溫的平均持續(xù)時間為215 d,平均負(fù)積溫為-380℃·d。氣溫突變后,≥10℃積溫的平均值增加到4 618 ℃·d,持續(xù)時間亦延長至222 d左右,負(fù)積溫的絕對值減小至-339℃·d。

3) 氣候變暖對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件影響明顯。近30年研究區(qū)單位面積化肥施用量增加了132.94 kg/hm2,糧食單產(chǎn)提高了25.77×102kg/hm2。近60年棉花播種期提前了9 d,停止生育期延長了4 d,單產(chǎn)提高了1 396.38 kg/hm2。構(gòu)建的CAR模型顯示,在僅考慮生長期氣溫、日照時數(shù)、≥10℃積溫的前提下,棉花單產(chǎn)對上一年生長期氣溫響應(yīng)程度最強(qiáng),對當(dāng)年日照時數(shù)響應(yīng)程度最弱。

4.2　討　論

近60年研究區(qū)氣候變化呈暖濕化趨勢， 對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有雙重影響性。 隨著氣溫的升高， ≥10℃積溫不斷增大, 使播種期、 返青期[13]； 負(fù)積溫絕對值的不斷減小， 加大了半強(qiáng)冬型冬小麥的種植， 進(jìn)而提高了產(chǎn)量收益[9]。 同時， 氣溫的升高亦縮短了病蟲害繁殖期, 通過延長其活動期加大了對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的威脅[12]。 隨著氣溫在1996年發(fā)生了由低到高的突變, 1997—2015年≥10℃積溫的平均值為4 618℃·d, 比近60多年來的均值高191℃·d, 持續(xù)時間亦從215 d延長至222 d; 負(fù)積溫的絕對值從1953—1996年的平均值-398℃·d減小到-339℃·d, 可見研究區(qū)的氣候變化通過影響農(nóng)業(yè)氣候資源的變化, 進(jìn)而影響作物生育期、品質(zhì)及產(chǎn)量。 但是， 本文未考慮極端氣候事件對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響,在預(yù)測單產(chǎn)變化過程中未涉及化肥使用量、農(nóng)民群體適應(yīng)行為等客觀條件,這也是以后研究的熱點。此外研究區(qū)近60多年來日照時數(shù)呈現(xiàn)減小趨勢,這是否會影響農(nóng)作物的光合作用,進(jìn)一步影響產(chǎn)量輸出,還有待進(jìn)一步研究。

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