油茶花期產量模型及關鍵氣象因子分析

蔣元華 廖玉芳 彭嘉棟 黃超

摘要 為了深入分析油茶花期氣候條件對油茶產量的影響，基于1954—2010年江西省宜春市袁州區(qū)油茶花期47類氣象指標和油茶單產數據，利用線性趨勢分析、相關分析和逐步回歸等方法，構建了基于油茶花期氣候條件的產量模型，篩選出關鍵氣象因子，并對其變化趨勢進行了分析。結果表明：基于油茶花期構建的產量模型能很好地模擬出油茶實際產量的變化趨勢，模型平均相對誤差為19%，增減產準確率為75%，利用花期產量模型能很好地預測來年油茶產量，可為油茶防災減災提供決策依據。通過相關分析篩選出油茶花期關鍵氣象因子：降水日數、相對濕度、最長連續(xù)日照天數、日最低氣溫低于-4 ℃日數，其中油茶產量與花期降水日數呈顯著負相關，與花期相對濕度呈負相關，與花期最長連續(xù)日照天數呈顯著正相關，與花期日最低氣溫低于-4 ℃的低溫日數呈負相關?；ㄆ诮邓諗灯伲铋L連續(xù)日照天數偏多，日最低氣溫低于-4 ℃的天數偏少有利于豐產。花期關鍵氣象因子的年代際變化特征不同：花期降水日數呈顯著下降的趨勢，傾向率為3.1 d/10 a;相對濕度呈減小趨勢，傾向率為0.6%/10 a;最長連續(xù)日照天數變化趨勢不明顯，傾向率為0.3 d/10 a;花期冰凍日數呈顯著減少的趨勢，傾向率為0.3 d/10 a。

關鍵詞 油茶;氣象指標;逐步回歸;物候期;產量模型

中圖分類號 S718.45文獻標識碼 A文章編號 0517-6611（2018）34-0141-04

油茶作為我國特有的油料樹種，其生長與氣象條件密切相關[1]。油茶秋冬開花，花期長達3個月，同所有露天生產的農作物一樣，花期氣候條件對油茶產量影響很大[2-4]。2015年湖南省花期連陰雨造成第2年油茶產量平均減產近3成（來源于油茶實地測產數據）。目前國內外關于氣象條件對油茶產量的影響研究相對較少，而且多基于少量經驗、定性氣象指標和統(tǒng)計分析等方法來開展諸如氣象因子對油茶生長、果實性狀等的初步影響分析[5-9]。相關研究表明，花期是影響油茶產量的關鍵物候期，花期低溫陰雨會造成大量落花而使次年減產[10]。油茶開花授粉階段，如果出現低溫雨雪冰凍天氣，一方面花粉開裂受到抑制，凍壞花蕾;另一方面會影響到作為異花授粉媒介的昆蟲活動，同時降水也會淋洗花柱頭液和花粉，造成授粉受精不能正常進行，進而造成油茶大量減產[11-13]?；ㄆ谔崆翱梢蕴岣咧识S產，而氣溫是影響花期遲早的關鍵氣象因子[14-15]。冬末春初出現冰雪、霜凍天氣，尤其是春季出現霜凍，會嚴重影響油茶樹授粉和幼果形成，從而使油茶減產[16]。

統(tǒng)計觀測法是近期快速發(fā)展的分析農作物產量與氣候因子變化之間相互聯(lián)系的研究方法，根據產量與氣象因子，如溫度、日照、降水等因子之間的相互關系建立數學評估模型。統(tǒng)計學方法能高效地利用氣候因子與農作物產量進行數據分析，并可以預測氣候變化對農作物產量的影響，因此，自20世紀90年代以來，運用統(tǒng)計分析方法研究氣候條件對農作物產量影響的成果豐碩[17-19]。

以往關于氣候條件對油茶產量的影響研究中，多是利用特定的少量氣象因子與產量進行分析，并不能從大量的氣象要素中挖掘出影響油茶產量的關鍵氣象因子。筆者基于47類氣象因子和1954—2010年江西省宜春市袁州區(qū)油茶產量，利用逐步回歸等統(tǒng)計方法，構建基于油茶花期氣象條件的產量模型，并篩選出花期關鍵氣象因子，分析其相關性及關鍵氣象因子變化趨勢，旨在為油茶產量預估和防災減災提供科學依據。

1 資料與方法

1.1 油茶產量資料及質量控制

數據為江西省宜春市袁州區(qū)油茶局提供的1954—2010年單位面積油茶產量，轉化成單位為kg/hm2[20]，并對油茶產量資料進行了標準化處理：

1.2 氣象資料來源

氣象數據包括氣溫、降水、光照、濕度、地溫等氣象要素和天氣現象，均由國家氣象信息中心發(fā)布。將油茶開花期分為常規(guī)和關鍵期兩類時間段：常規(guī)時段為上一年10月8日至當年1月10日，關鍵期時段為上一年10月28日至12月20日，并以此構建出各時段的47類氣象指標數據，詳見表1。

1.3 數據分析方法

采用相關分析、線性趨勢分析[21]、逐步回歸分析等[22]方法對油茶花期產量模型及關鍵氣象影響因子進行分析。該研究以花期47項氣象指標為自變量，以油茶單產數據為因變量，利用SPSS 15.0數據處理軟件、C++語言、Excel2007等軟件進行統(tǒng)計分析。

2 結果與分析

2.1? 基于油茶花期氣象條件的產量模型

利用油茶花期47類氣象指標和油茶單產標準化數據作為數據源，采用逐步回歸方法，構建袁州區(qū)基于1954—2010年的氣象條件油茶產量模型，具體見公式（2）。

y=-0.57×rdaccu2+0.47×rdcont1+0.25×rhmean1+0.22×sdcont1+0.3×sunday1-0.33×tndf041+0.32×tndf071+0.02（2）

式（2）中，rdaccu2表示降水日數，rdcont1表示最長連續(xù)降水日數，rhmean1表示相對濕度，sdcont1表示最長連續(xù)日照天數，sunday1表示有日照天數，tndf041表示日最低氣溫低于-4 ℃的天數，tndf071表示日最低氣溫低于-7 ℃的天數。

由圖1可見，袁州區(qū)原始油茶平均單產為46.5 kg/hm 最小值為16.5 kg/hm2（2010年），最大值為75 kg/hm2（1959年），其中27年產油量低于平均值，30年產油量高于平均值，總體呈在均值上下周期振蕩，增減趨勢不明顯?；谟筒璁a量模型得到袁州區(qū)1954—2010年油茶產量序列，分析可見：產量模型平均相對誤差為19%，油茶產量增減產準確率達75%，能很好地評估油茶的增減產趨勢。模擬產量的平均值為43.5 kg/hm 相對誤差為6%。模擬最小值為21 kg/hm2（2010年），次大值為70.5 kg/hm2（1959年），產量模型能很好地模擬出實際油茶產量的峰值和谷值，且與實際產量變化趨勢基本一致，說明基于花期氣象條件構建的油茶產量模型能很好地模擬出油茶產量的實際變化，因此可以利用花期產量模型預測來年油茶產量，并及時向公眾發(fā)布花期氣象預警，及時防災減災。

入選花期油茶產量模型的氣象因子分別為花期關鍵物候期時段的總降水日數，花期常規(guī)物候期時段的最長連續(xù)降水日數、平均相對濕度、最長連續(xù)有日照天數、總日照天數、日最低氣溫低于-4 ℃日數和日最低氣溫低于-7 ℃日數。選取同一類氣象指標中，與油茶相關系數最大的為關鍵氣象指標。因此，選取花期關鍵物候期時段的總降水日數，常規(guī)物候期時段的平均相對濕度、最長連續(xù)日照天數、日最低氣溫低于-4 ℃日數為花期關鍵氣象因子。

2.2 花期關鍵氣象因子與油茶產量的相關性（圖2）

相關分析表明，油茶產量與花期降水日數呈顯著負相關，相關系數為-0.41 基于實況數據和回歸方程分析，當花期降水日數大于20 d時，減產概率達到71.4%。在油茶開花期，雨日過多會淋洗花柱頭液和花粉，使授粉受精不能正常進行，造成油茶減產。油茶產量與花期相對濕度呈負相關，相對濕度越大，越不利于油茶豐產。油茶產量與花期最長連續(xù)日照天數呈顯著正相關，相關系數為0.333，當花期最長連續(xù)日照天數低于16 d時，減產概率為66.0%;油茶產量與花期日最低氣溫低于-4 ℃的低溫日數呈負相關，相關系數為-0.240，當低溫日數大于3 d時，減產概率高達83.3%。油茶授粉需要昆蟲作為媒介進行異花授粉，若在授粉關鍵時段日照不足或出現低溫陰雨天氣，一方面花粉開裂受到抑制，凍傷花蕾;另一方面也會影響到昆蟲活動，甚至會凍死蟲媒，影響到油茶授粉，造成減產。

根據產量排位前10的高產年統(tǒng)計：花期平均降水日數為19.0 d，較總平均值偏少3.7 d;平均相對濕度為77.5%，較總平均值偏低0.5個百分點;最長連續(xù)有日照天數為20.8 d，較總平均值偏多4.8 d;日最低氣溫低于-4 ℃的天數為0.3 d，較總平均值偏少0.4 d。根據產量排位后10的低產年統(tǒng)計：花期平均降水日數為27.9 d，較總平均值偏多5.2 d;平均相對濕度為78.6%，較總平均值偏高0.6個百分點;最長連續(xù)有日照天數為14.6 d，較總平均值偏少1.4 d;日最低氣溫低于-4 ℃的天數為1.3 d，較總平均值偏多0.6 d?？傮w而言，花期降水日數偏少，最長連續(xù)日照天數偏多，日最低氣溫低于-4 ℃的天數偏少有利于豐產。

2.3 花期關鍵氣象因子變化趨勢

由圖3a可見，1954—2010年花期降水日數呈顯著下降的趨勢，傾向率為3.1 d/10 a，且通過了α=0.01的顯著性檢驗。1954—2010年平均降水日數為22.7 d。其中，1954—1960年平均降水日數為32.1 d，較平均值偏多9.4 d，1961—1970年和1971—1980年平均降水日數分別為28.4、23.6 d，較平均值分別偏多5.7、0.9 d。1981—1990年、1991—2000年、2001—2010年平均降水日數分別為18.2、18.2、18.6 d，較平均值分別偏少4.5、4.5、4.1 d，花期降水日數在20世紀70年代之前明顯偏多。

由圖3b可見，1954—2010年花期相對濕度呈減小趨勢，傾向率為0.6%/10 a，且通過了α=0.05的顯著性檢驗。1954—2010年花期平均相對濕度為78.2%。其中，1954—1970年平均相對濕度為79.9%，較平均值偏高1.7個百分點;1971—2010年花期平均相對濕度為77.5%，較平均值偏低0.7個百分點。

由圖3c可見，1954—2010年花期最長連續(xù)日照天數變化趨勢不明顯，傾向率為0.3 d/10 a，1954—2010年花期最長連續(xù)日照天數為16.5 d。20世紀70年代后期至80年代初期，最長連續(xù)日照天數出現峰值，隨后有所減少。

由圖3d可見，花期冰凍日數呈顯著減少的趨勢，傾向率為0.3 d/10 a，且通過了α=0.01的顯著性檢驗。1954—2010年平均低溫日數為0.7 d。其中，1954—1960年平均低溫日數為1.9 d，較平均值偏多1.2 d;1961—1970年降水日數為1.2 d，較平均值分別偏多0.5 d;1971—1980年降水日數為0.7 d，與平均值持平;1981—1990年、1991—2000年、2001—2010年降水日數分別為0.3、0.4、0.1 d，較平均值分別偏少-0.4、-0.3、-0.6 d。

3 結論與討論

該研究基于1954—2010年江西省宜春市袁州區(qū)油茶花期47類氣象指標和油茶單產數據，采用逐步回歸方法和相關分析，構建了袁州區(qū)基于花期氣象條件的油茶產量模型，篩選出油茶花期關鍵氣象因子，并對其進行趨勢分析，得到以下結論：

（1）基于油茶花期構建的產量模型平均相對誤差為19%，增減差準確率為75%，產量模型能很好地模擬出實際油茶產量的變化趨勢，利用花期產量模型能很好地預測來年油茶產量，為油茶防災減災提供決策依據。

（2）油茶花期關鍵氣象因子為總降水日數、相對濕度、最長連續(xù)日照天數、日最低氣溫低于-4 ℃日數。油茶產量與花期降水日數呈顯著負相關，與花期相對濕度呈負相關，與花期最長連續(xù)日照天數呈顯著正相關，與花期日最低氣溫低于-4 ℃的低溫日數呈負相關?；ㄆ诮邓諗灯?、最長連續(xù)日照天數偏多、日最低氣溫低于-4 ℃的天數偏少有利于豐產。

（3）花期降水日數呈顯著下降的趨勢，傾向率為3.1 d/10 a;相對濕度呈減小趨勢，傾向率為0.6%/10 a;最長連續(xù)日照天數變化趨勢不明顯，傾向率為0.3 d/10 a;花期冰凍日數呈顯著減少的趨勢，傾向率為0.3 d/10 a。

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