基于MCMC方法的WOFOST模型參數(shù)標(biāo)定與不確定性分析

黃健熙，黃 海，馬鴻元，李 穎，侯英雨，何 亮，朱德海

(1. 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)土地科學(xué)與技術(shù)學(xué)院，北京 100083；2. 農(nóng)業(yè)部農(nóng)業(yè)災(zāi)害遙感重點實驗室，北京 100083；3. 中國氣象局河南省農(nóng)業(yè)氣象保障與應(yīng)用技術(shù)重點開放實驗室，鄭州 450003；4. 河南省氣象科學(xué)研究所，鄭州 450003；5. 中國氣象局國家氣象中心，北京 100081)

0 引 言

氣候變化、人口膨脹、資源短缺等一系列問題對農(nóng)業(yè)的高效持續(xù)發(fā)展提出了更高要求，如何在宏觀上準(zhǔn)確地進(jìn)行作物估產(chǎn)，獲取作物生長關(guān)鍵性參數(shù)，以幫助確保糧食安全，已經(jīng)越來越成為研究的熱點?；跈C理過程模擬的作物生長模型普遍用于農(nóng)作物產(chǎn)量預(yù)報、參數(shù)估計、災(zāi)害影響評估[1-7]，還有學(xué)者將其成功應(yīng)用于作物重金屬、營養(yǎng)品質(zhì)監(jiān)測等[8-9]，在不同區(qū)域環(huán)境、不同作物研究中均得到廣泛驗證。

作物模型機理性模擬的準(zhǔn)確性依賴于眾多模型參數(shù)、氣象驅(qū)動數(shù)據(jù)、土壤參數(shù)的準(zhǔn)確獲取，模型應(yīng)用的區(qū)域越大，數(shù)據(jù)的直接、準(zhǔn)確獲取越困難，模擬的精度也越難以保證。實際應(yīng)用中，往往將一定的地理區(qū)域進(jìn)行人為的均質(zhì)化，在此區(qū)域內(nèi)共用全部或者部分模型參數(shù)，由此不可避免的引起代表性誤差。為了更準(zhǔn)確反映出區(qū)域模型模擬的空間變異性，降低以點代面導(dǎo)致的誤差，近年來眾多學(xué)者將遙感觀測數(shù)據(jù)對作物模型進(jìn)行約束，通過數(shù)據(jù)同化在空間上對模型參數(shù)進(jìn)行優(yōu)化，取得了大量的成果[3-5,10-12]。然而，諸多研究中鮮有對模型參數(shù)標(biāo)定的詳盡描述，也缺乏模型不確定性的定量表達(dá)，使得模型在更大區(qū)域上的應(yīng)用可靠性受到質(zhì)疑。

所謂模型參數(shù)標(biāo)定，就是調(diào)整模型參數(shù)使其適用于特定的研究區(qū)域。傳統(tǒng)方法是采用一定數(shù)量的實測值，通過試錯法標(biāo)定出一套“最適”參數(shù)，這種標(biāo)定方法很難準(zhǔn)確代表空間變異性的結(jié)果的綜合。并且由于數(shù)據(jù)代表性、測量精度、標(biāo)定方法等限制，常?；谝唤M觀測值會得到多組相異參數(shù)，即模型的“異參同效”現(xiàn)象。因此，無論是“以點代面”的區(qū)域模擬，還是更大范圍的模型同化應(yīng)用，都迫切需要更為科學(xué)精確的參數(shù)標(biāo)定方法以及標(biāo)定后參數(shù)不確定性的定量評價方法。

基于貝葉斯理論的 MCMC（Markov chain Monte Carlo，馬爾科夫鏈-蒙特卡洛）方法能夠結(jié)合觀測數(shù)據(jù)和參數(shù)的先驗知識得到模型參數(shù)的后驗分布，從而利用參數(shù)后驗樣本的均值或中值作為參數(shù)標(biāo)定結(jié)果，并且可以通過后驗樣本的均方根偏差定量的表達(dá)模型參數(shù)的不確定性。MCMC方法在水文模型[13-15]、森林管理模型[16]、林冠蒸騰模型[17]等模型參數(shù)標(biāo)定研究中已得到較多應(yīng)用，并且顯示出較強的適用性，其在作物模型參數(shù)標(biāo)定與不確定性評價中也逐漸得到應(yīng)用[18-20]。中國的作物模型應(yīng)用面臨地形復(fù)雜、氣候多樣空間異質(zhì)性挑戰(zhàn)，因此模型參數(shù)也具有更大的不確定性。利用MCMC方法對中國小麥種植區(qū)作物模型參數(shù)較大范圍的標(biāo)定、不確定性評價以及比較目前還少有報道，因此需要進(jìn)一步研究探索。

本研究實現(xiàn)利用融入 snooker更新算法的 DE-MC（differential evolution Markov chain ，差分進(jìn)化馬爾科夫鏈）方法在Python環(huán)境下對WOFOST作物生長模型參數(shù)進(jìn)行標(biāo)定和不確定性分析。標(biāo)準(zhǔn)的 DE-MC算法由Braak等[21]于2006年提出，并通過引入snooker更新算法進(jìn)一步改進(jìn)，研究表明融入snooker更新的DE-MC算法能夠通過少至3條的并行鏈實現(xiàn)對多達(dá)50～100維參數(shù)空間的后驗估計[22]。在河南鄭州農(nóng)業(yè)氣象站點上，結(jié)合多年實測LAI（leaf area index，葉面積指數(shù)）和產(chǎn)量數(shù)據(jù)得到參數(shù)后驗分布，實現(xiàn)對模型參數(shù)的估計和不確定性評價。

1 數(shù)據(jù)及模型

1.1 研究數(shù)據(jù)

本文所用的試驗觀測數(shù)據(jù)來自河南鄭州農(nóng)業(yè)氣象試驗站2008—2012年的觀測數(shù)據(jù)，其中2008—2011年數(shù)據(jù)用于模型參數(shù)標(biāo)定，2012年數(shù)據(jù)用于標(biāo)定結(jié)果驗證。研究區(qū)均位于種植區(qū)劃中的黃淮冬麥區(qū)，耕作模式主要為一年兩熟，小麥生育期降水約 120～140 mm，播種期至成熟期大于0 ℃積溫2 100～2 300 ℃，無霜期180～200 d。冬小麥播種期一般為10月份上中旬，成熟期一般為次年5月下旬到6月上旬。

作物數(shù)據(jù)主要包括從播種到成熟各個生育期的時間、生長狀況、管理措施、土壤情況、產(chǎn)量及產(chǎn)量結(jié)構(gòu)等。其中，LAI觀測值分別對應(yīng)三葉期、分蘗期、越冬始期、返青期、拔節(jié)期、抽穗期和乳熟期 7個生育時期；模型運行所需氣象數(shù)據(jù)來自中國科學(xué)院青藏高原研究所制作中國區(qū)域地面氣象要素數(shù)據(jù)集[23]，該數(shù)據(jù)是用于驅(qū)動陸面模型模擬的柵格數(shù)據(jù)集，包括近地面氣溫、近地面氣壓、近地面空氣比濕、近地面全風(fēng)速、地面向下短波輻射、地面向下長波輻射與降水率共7個要素。

1.2 WOFOST模型

WOFOST模型是荷蘭瓦赫寧根大學(xué)開發(fā)的一個機理性過程模型，基于光截獲和二氧化碳同化作為驅(qū)動過程來描述作物生長，并將物候發(fā)育作為生長控制過程，分別用 0、1、2代表作物出苗、開花、成熟 3個生育期（development stage，DVS）。

本研究采用 Python下的 PCSE 5.3.1（python crop simulation environment，PCSE）軟件包進(jìn)行WOFOST的運行。PCSE提供了作物模型模擬的環(huán)境、讀取數(shù)據(jù)（如氣象、土壤、農(nóng)藝管理等）的工具、模擬生物物理過程（如物候、呼吸、蒸散發(fā)等）的模塊。相比于傳統(tǒng)FORTRAN版本的作物模型，PCSE是用純Python代碼編寫，使其具有更加靈活、易于修改和拓展的特性，并可輕松連接數(shù)據(jù)庫、圖形用戶界面、可視化工具和數(shù)值統(tǒng)計軟件包。有關(guān)PCSE更詳細(xì)的介紹可以參考網(wǎng)站：https://pcse.readthedocs.org或者h(yuǎn)ttp://github.com/ajwdewit/pcse。

1.3 標(biāo)定參數(shù)選擇

本研究利用LAI和產(chǎn)量觀測值對模型參數(shù)進(jìn)行標(biāo)定，與積溫有關(guān)的作物參數(shù)直接依據(jù)作物物候發(fā)育日期與近地面氣溫計算得到。其余作物參數(shù)通過 Sobol方法[24-25]進(jìn)行全局敏感性分析，以Sobol全局敏感性指數(shù)大于0.05作為參數(shù)敏感的標(biāo)準(zhǔn)，選取對不同生育期LAI以及成熟期產(chǎn)量敏感的參數(shù)作為待標(biāo)定參數(shù)。

2 研究方法

2.1 MCMC方法

貝葉斯理論能夠結(jié)合模型參數(shù)的先驗知識和模型輸出對應(yīng)的觀測值，實現(xiàn)對模型參數(shù)的后驗估計。MCMC方法即在貝葉斯理論框架下，構(gòu)造以參數(shù)后驗分布為平穩(wěn)分布的馬爾科夫鏈，從而得到參數(shù)的后驗樣本，基于這些樣本實現(xiàn)對參數(shù)數(shù)字特征的推斷。貝葉斯理論用公式表達(dá)如下

式中θ和y分別代表WOFOST模型的參數(shù)和模擬輸出值（如LAI、產(chǎn)量等）；p(θ/y)為參數(shù)的后驗概率密度函數(shù)；f(y/θ)為觀測值似然函數(shù)；g(θ)為參數(shù)的先驗分布。研究中，將模型的驅(qū)動數(shù)據(jù)，如氣象數(shù)據(jù)、降水等，記為x，則式（1）可以改為

引入MCMC方法的目的就是通過結(jié)合實測數(shù)據(jù)得到模型參數(shù)后驗樣本和并定量評價其不確定性，研究中，模型參數(shù)的不確定性用MCMC方法標(biāo)定得到的參數(shù)后驗樣本的均方根偏差RMSDq計算

式中N表示參數(shù)θ后驗樣本個數(shù)；θi表示第i個后驗參數(shù)；表示參數(shù)θ后驗樣本均值，當(dāng)θ服從高斯分布時，RMSDθ可以作為θ總體標(biāo)準(zhǔn)差的無偏估計。

為便于比較不同參數(shù)樣本內(nèi)部的離散程度，對每個參數(shù)后驗分別再計算相對均方根偏差RRMSDq，定義為

式中RMSDθ表示參數(shù)θ的均方根偏差，`表示參數(shù)θ后驗樣本均值。

2.2 DE-MC算法及snooker更新

差分進(jìn)化馬爾科夫鏈(differential evolution Markov chain, DE-MC)算法[21]通過多條平行鏈的運行，以實現(xiàn)更好的探索參數(shù)空間。但標(biāo)準(zhǔn)DE-MC算法中并行鏈數(shù)必須大于參數(shù)空間的維數(shù)。為了提高采樣效率，Braak等[22]在提出DE-MC算法的基礎(chǔ)上，引入snooker更新算法[26-27]以部分取代其中的平行方向更新（parallel direction update），克服了標(biāo)準(zhǔn)DE-MC中并行鏈數(shù)必須大于維數(shù)的限制，發(fā)展成為DE-MC(Z)S算法。本文基于這種思想實現(xiàn)算法的構(gòu)建，主要步驟為：

1）初始化M0′d維的矩陣Z，即依據(jù)先驗分布隨機生成M0組參數(shù)，其中M0>max(d,N),然后復(fù)制矩陣Z中前N行，記為種群（population）X，并設(shè)置M←M0；

2）設(shè)置一定的次數(shù)K，每逢K倍對X進(jìn)行更新（update）。

3）將更新后的X添加到Z中，即M←M+N；

4）如果X已經(jīng)達(dá)到收斂（本研究通過比方差法（variance ratio）[28]進(jìn)行判斷），或者總的更新次數(shù)超過了程序設(shè)定值，則進(jìn)行到第5步，否則回到步驟2；

5）丟棄Z中一部分較早狀態(tài)的樣本（burn in），并進(jìn)行一定比例的細(xì)化（thin），最終得到參數(shù)的后驗樣本。

其中每次對X的更新形成一個世代周期（generation cycle），并依次對鏈x1,x2,…,xN進(jìn)行更新，首先隨機生成0到1之間的隨機數(shù)，如果小于0.1，則進(jìn)行snooker更新，否則按照標(biāo)準(zhǔn)的 DE-MC算法進(jìn)行平行方向更新[22]。snooker更新的步驟為：

1）選擇另外一條處于狀態(tài)z的鏈；

2）沿著xiz方向按如下步驟依概率密度采樣，

① 選擇另外2條分別處于狀態(tài)zR1和zR2的隨機鏈R1和R2，

② 將zR1和zR2正射投影到xiz方向，并分別生成zP1和zP2，

③ 提議x*←xi+γs(zP1-zP1)，其中γs為縮放因子，取1.2～2.2之間的隨機數(shù)，

④計算Metropolis系數(shù)：

⑤ 以概率min(1,r)接受提議，否則保持xi狀態(tài)不變。

3 結(jié)果與分析

3.1 Sobol敏感性分析結(jié)果

Sobol全局敏感性分析結(jié)果表明，對三葉期LAI敏感的參數(shù)包括SLATB00（specific leaf area at development stage of 0，生育期為0時的比葉面積）、TBASEM（lower threshold temperature for emergence，出苗的低溫閾值）、TDWI（initial total crop dry weight，作物初始干物質(zhì)質(zhì)量）、SLATB020（specific leaf area at development stage of 0.2，生育期為0.2時的比葉面積）；對分蘗期LAI敏感的參數(shù)包括SLATB00、SLATB020、TBASEM、AMAXTB00（maximum CO2assimilation rate at development stage of 0，生育期為 0時的單葉最大二氧化碳同化速率）；對越冬期 LAI敏感的參數(shù)包括 SLATB00、SLATB020、TBASEM、AMAXTB00、TBASE（lower threshold temperature for aging of leaves，葉齡的低溫閾值）、TMNFTB_min（low temperature threshold when reduction factor of gross assimilation rate is 0，總同化率降低因子為0時的低溫閾值）；對返青期 LAI敏感的參數(shù)包括SLATB00、SLATB020、TMNFTB_min、TBASEM、TBASE、AMAXTB00；對拔節(jié)期 LAI敏感的參數(shù)包括SLATB040（specific leaf area at development stage of 0.4，生育期為 0.4時的比葉面積）、SLATB00、TBASE、SLATB020、AMAXTB00、 SLATB070（specific leaf area at development stage of 0.7，生育期為0.7時的比葉面積）、TMNFTB_min、RGRLAI（maximum relative increase in LAI，葉面積指數(shù)最大增長率）；對抽穗期LAI敏感的參數(shù)包括 SLATB070、SLATB040、SLATB00、TBASE、KDIFTB100（extinction coefficient for diffuse visible light at development stage of 1，生育期為1時的散射消光系數(shù)）、AMAXTB00、SLATB020、AMAXTB100（maximum CO2assimilation rate at development stage of 1，生育期為1時的單葉最大二氧化碳同化速率）；對乳熟期LAI敏感的參數(shù)包括SPAN（life span of leaves growing at 35 Celsius，在35 ℃時葉面積的生命周期）、SLATB070、KDIFTB100；對成熟期產(chǎn)量敏感的參數(shù) SPAN、CVO（efficiency of conversion into storage organs，儲存器官的同化物轉(zhuǎn)換效率）、AMAXTB130（maximum CO2assimilation rate at development stage of 1.3，生育期為1.3時的單葉最大二氧化碳同化速率）、SLATB070、AMAXTB100、KDIFTB100、SLATB040。

上述敏感性分析是以2008年鄭州農(nóng)業(yè)氣象試驗站上數(shù)據(jù)運行分析得到的，由于TBASEM的改變會引起生育期在時間上的“漂移”，因而設(shè)置該參數(shù)為默認(rèn)值，不進(jìn)行標(biāo)定。最終綜合敏感性分析結(jié)果，選取 SLATB00、SLATB020、AMAXTB00、SLATB070、TBASE、AMAXTB100、KDIFTB100、SLATB040、TMNFTB_min、SPAN、CVO、AMAXTB130、RGRLAI、TDWI共計 14個參數(shù)作為待標(biāo)定參數(shù)。

3.2 MCMC標(biāo)定

3.2.1 參數(shù)先驗分布

對14個參數(shù)設(shè)置為以模型默認(rèn)值為初始值、在參數(shù)范圍內(nèi)的均勻分布。參數(shù)初始值及范圍如表1。

表1 待優(yōu)化的14個參數(shù)的初始值及范圍Table 1 Initial value and range of 14 parameters for optimization

3.2.2 似然函數(shù)的確定

本研究中認(rèn)為LAI和產(chǎn)量服從以觀測值為期望的高斯分布，由于概率密度可能非常小，為了避免位數(shù)舍入引起的誤差，所有概率密度的計算均通過取對數(shù)形式計算，由此確立似然函數(shù)

式中LLAI和Lyield分別表示LAI和產(chǎn)量的似然函數(shù)；L表示似然函數(shù)（likelihood function）的返回值；矢量x和xobs分別表示對應(yīng)不同生育期LAI的模型模擬值和觀測值；Σ表示LAI觀測值的協(xié)方差矩陣，本研究中不同生育期LAI觀測值相互獨立，且方差均取0.2；K表示空間維數(shù)，即LAI觀測值的個數(shù)；detΣ表示 Σ的行列式值；Y和Yobs分別表示成熟期產(chǎn)量的模型模擬值和觀測值；σ表示產(chǎn)量觀測值的標(biāo)準(zhǔn)差，本研究中取觀測值的10%。

圖1 14個參數(shù)的先驗及后驗分布Fig.1 Prior and posterior distribution of 14 parameters

3.2.3 參數(shù)的后驗分布

本研究中設(shè)定DE-MC種群（并行鏈）數(shù)目為3，每5次采樣進(jìn)行一次種群進(jìn)化（鏈的更新），每5 000次迭代通過比方差法進(jìn)行一次收斂性判斷，計算診斷指標(biāo)?R[28]，?R>1時，表明鏈沒有達(dá)到收斂，若?R≈1，表明鏈已經(jīng)處于靜止?fàn)顟B(tài)。本研究中當(dāng)連續(xù)超過3次診斷指標(biāo)?R<1.05，則認(rèn)為馬爾科夫鏈達(dá)到收斂。收斂后舍棄前2000次采樣（burn-in），為解決自相關(guān)問題，并每隔5次對鏈進(jìn)行細(xì)化，最終得到參數(shù)的后驗樣本及其分布。圖1為14個參數(shù)先驗及后驗樣本的分布圖。表2列出了最終得到參數(shù)后驗樣本的均值、中值、95%置信區(qū)間、RMSD以及 RRMSD，結(jié)果均保留小數(shù)點后4位。

從圖 1可以看出，相對于各參數(shù)的先驗分布，參數(shù)的后驗分布均出現(xiàn)較大改變，表明標(biāo)定參數(shù)選取的有效性。由于WOFOST模型無法準(zhǔn)確模擬越冬期小麥實際生長情況，因而在標(biāo)定參數(shù)包含越冬期前后LAI觀測值的情況下，部分參數(shù)的后驗分布表現(xiàn)出極端變化，表現(xiàn)為：SLATB020集中分布在參數(shù)區(qū)間的左邊界，這是因為模型運行時，比葉面積與LAI模擬值成正比例關(guān)系，生育期為0.2較為接近越冬期，由于WOFOST無法模擬低溫導(dǎo)致的葉片損傷減少，其LAI“模擬期望值”很大程度上高于實際LAI值，因而在實際LAI觀測值的標(biāo)定下，導(dǎo)致該時期比葉面積極端減小以使模型模擬出較小的LAI值。同理，生育期為 1時大致處于抽穗期附近，此階段 LAI值基本處于整個生育期的峰值，因而在抽穗期LAI峰值的影響下，AMAXTB100和KDIFTB100集中分布在參數(shù)區(qū)間的右邊界。

除個別極端分布的參數(shù)，表 2中參數(shù)的后驗樣本均值和中值基本相一致。后驗參數(shù)的 95%置信區(qū)間一定程度上反映了參數(shù)的合理取值區(qū)間，與表 1中參數(shù)的初始范圍相比，其范圍縮小的越多，也一定程度表明該參數(shù)標(biāo)定后的不確定越小。RMSD和RRMSD描述了參數(shù)樣本內(nèi)部相對于均值的離散程度，可作為參數(shù)不確定性的定量評價。在參數(shù)符合高斯分布時，參數(shù)樣本的 RMSD是參數(shù)總體高斯分布的標(biāo)準(zhǔn)差σ的無偏估計。由圖1分布，可近似認(rèn)為 SLATB00、SLATB070、SLATB040、SPAN、AMAXTB130符合高斯分布，以RRMSD為指標(biāo)，不確定性由小到大依次為 SPAN、SLATB070、SLATB040、AMAXTB130、SLATB00。

表2 參數(shù)后驗樣本的均值、中值、95%置信區(qū)間、RMSD、RRMSDTable 2 Mean, median, 95% confidence interval, RMSD and RRMSD of parameters posterior sample

3.3 標(biāo)定運行結(jié)果

3.3.1 標(biāo)定精度驗證

以2012年生長季站點上氣象數(shù)據(jù)為驅(qū)動，分別以參數(shù)初始值、后驗均值和中值帶入模型運行，與觀測值進(jìn)行比較，結(jié)果如圖2所示。計算LAI模擬值和對應(yīng)觀測值間的均方根誤差（RMSE）作為精度評價指標(biāo)，公式為

式中LAIi表示第i個LAI模擬值，LAIiobs表示第i個對應(yīng)的觀測值，n表示LAI觀測值個數(shù)。結(jié)果顯示：參數(shù)初始值（模型默認(rèn)參數(shù)）、后驗均值和后驗中值帶入模型模擬的LAI值的RMSE分別為1.79、0.84、0.87，相比于初始值，標(biāo)定后LAI模擬精度分別提高了53.07%（后驗均值）和51.40%（后驗中值）；產(chǎn)量模擬精度從初始值的75.15%提高至 83.40%（后驗均值）和 84.03%（后驗中值），模擬精度提高8.25%~8.88%。這表明利用MCMC標(biāo)定得到的后驗樣本均值和中值在很大程度能夠?qū)崿F(xiàn)對觀測數(shù)據(jù)的擬合。此外，由圖 2可以發(fā)現(xiàn)，相比于初始狀態(tài)，標(biāo)定后并非在每個觀測節(jié)點上都提高了精度，但是卻在整體上提高了與觀測數(shù)據(jù)的擬合精度。標(biāo)定后的LAI曲線較好的捕捉到了LAI的峰值，但是在越冬期前后的LAI模擬值具有較大誤差，主要是由于WOFOST模型開發(fā)之初主要是為了模擬歐洲的作物生長，并未實現(xiàn)中國冬小麥越冬期情況模擬[29]。

標(biāo)定后的產(chǎn)量模擬精度較初試狀態(tài)有所提高，但相對觀測值仍有一定誤差，這很大程度上是因為用于標(biāo)定的2008—2011年的產(chǎn)量數(shù)據(jù)僅僅是4個標(biāo)量值，并不能夠充分實現(xiàn)對產(chǎn)量形成相關(guān)參數(shù)的準(zhǔn)確標(biāo)定，進(jìn)一步研究可以引入生育期內(nèi)的穗重數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)定，以提高產(chǎn)量標(biāo)定精度。

圖2 參數(shù)標(biāo)定前后模型模擬結(jié)果對比Fig.2 Comparison of model simulated results before and after parameters calibration

3.3.2 模型輸出的不確定性評價

將后驗樣本作為參數(shù)集合，分別帶入WOFOST模型并輸出得到LAI和產(chǎn)量時間序列上的模擬集合，結(jié)果如圖 3所示。由陰影部分的走勢可以直觀的反映出后驗參數(shù)集模擬結(jié)果所代表的不確定性，整體上LAI模擬的不確定性在三葉期至返青期之間以及LAI曲線峰值（拔節(jié)期至抽穗期之間）較大，其它時期相對穩(wěn)定。產(chǎn)量模擬的不確定性在開始模型模擬籽粒形成開始逐漸擴大，并在乳熟期達(dá)到最大，至成熟期基本趨于穩(wěn)定。

圖3 參數(shù)標(biāo)定后模型模擬LAI和產(chǎn)量的不確定性Fig.3 Uncertainty of model simulated LAI and yield with calibrated parameters dataset

4 結(jié) 論

本研究以鄭州農(nóng)業(yè)氣象試驗站2008—2011年觀測數(shù)據(jù)作為標(biāo)定數(shù)據(jù)，選取14個敏感參數(shù)，運用融入snooker更新的DE-MC方法實現(xiàn)參數(shù)的標(biāo)定，并用2012年的觀測數(shù)據(jù)進(jìn)行了驗證，得到結(jié)論如下：

1）以模型默認(rèn)參數(shù)為初始值，通過DE-MC方法可以實現(xiàn)參數(shù)的自動標(biāo)定，相比于模型默認(rèn)參數(shù)模擬結(jié)果，參數(shù)標(biāo)定后LAI模擬精度可提高51.40%~53.07%，產(chǎn)量模擬精度提高8.25%~8.88%。

2）以生育期內(nèi)LAI觀測值和成熟期產(chǎn)量為標(biāo)定數(shù)據(jù)，SPAN、SLATB070、SLATB040、AMAXTB130 和 SLATB00的后驗分布可近似為高斯分布，其中 SPAN的不確定性最低。

3）帶入后驗參數(shù)集合進(jìn)行模型，LAI在三葉期至返青期之間以及拔節(jié)期至抽穗期之間模擬的不確定性較大；產(chǎn)量模擬的不確定性隨時間不斷增大，至乳熟期前后達(dá)到穩(wěn)定。

本研究使用的標(biāo)定數(shù)據(jù)為農(nóng)業(yè)氣象站點上的觀測數(shù)據(jù)，雖然作物品種一致，但年際間的栽培管理措施并未嚴(yán)格進(jìn)行控制（如播種密度等），導(dǎo)致標(biāo)定結(jié)果的精度可能受到一定影響。后續(xù)可在更多地區(qū)，采用具有定量控制的試驗數(shù)據(jù)開展研究，以進(jìn)一步驗證本方法的有效性。

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