叶河平原绿洲气候变化及其对农业生产的影响

2018-04-18张雪琪满苏尔沙比提马国飞

西北大学学报（自然科学版） 2018年2期

张雪琪,满苏尔·沙比提,马国飞

(新疆师范大学地理科学与旅游学院,新疆乌鲁木齐　830054)

IPCC第四次评估报告(AR4)提出[1],自19世纪50年代以来最暖的12年里有11年位列1995—2006年间。AR5指出[2],最近的连续3个10年比1850年以来任何一个10年都暖。全球变暖问题愈发严峻,不断成为政府、学者关注的焦点[3-5]。西北干旱区因降水稀少、蒸发强烈,对气候响应更敏感。

叶尔羌河平原绿洲承载了流域近95%人口,其中82%的劳动力以从事农业生产活动为主。叶尔羌河绿洲是南疆最大的绿洲、著名的粮棉基地,多年农业生产总值约占农林牧渔业总产值的71%[6],对南疆乃至全疆的农业生产至关重要。农业生产活动不仅受制于作物品种,更局限于土壤养分、水热资源等因素,对气候变化的响应极敏感。国内有诸多学者分析了气候变化对农业生产的影响,大尺度上有对全国[7-9]、西北地区[10]、石羊河流域[11]的分析,小尺度上有对阿图什市[12]、沙雅县[13]的分析,以上研究为当地农业持续发展奠定了基础。然而，少有学者以叶尔羌河平原绿洲为靶区展开分析、讨论,因此有必要分析气候长时间序列的变化特征及其对农业生产的影响。笔者选取平原绿洲内具有代表性的2个气象站点(巴楚站位于研究区北部、莎车站位于研究区南部)自1953—2015年的逐日实测数据,分析气温、日照时数的年代际、年内变化特征及其对农业生产的影响,以期为农业种植及其生态安全提供理论支撑。

1　研究区概况

叶尔羌河流域包括帕米尔高原区、喀喇昆仑山区、低山丘陵区、平原绿洲区、沙漠区,叶尔羌河平原绿洲在行政区划上自北向南依次包括图木舒克市、巴楚县、麦盖提县、莎车县、泽普县、叶城县。研究区位于叶尔羌河流域下游,总面积为3.81×104km2,北临克孜勒苏柯尔克孜自治州、东临塔里木盆地、西接喀什地区、南接叶尔羌河低山丘陵区。据第六次全国人口普查公报显示:叶尔羌河平原绿洲常住人口约2.23×106人。研究区内主要以种植小麦、玉米、棉花为主,据《2015年新疆统计年鉴》显示:巴楚县农作物播种面积为166.89×103hm2、麦盖提县为116.12×103hm2、莎车县为214.21×103hm2、泽普县为51.79×103hm2、叶城县为122.18×103hm2,各县农业产值依次为:294.76×107元、306.73×107元、598.62×107元、228.37×107元、442.32×107元。

图1　研究区示意图Fig.1　Sketch map of study area

2　数据来源及方法

2.1　资料采集

气象资料来源于中国气象数据网,选取巴楚站(78°34′E,39°48′N,1116.5m)、莎车站(77°16′E,38°26′N,1231.2m)1953—2015年逐日气象实测数据按月、年进行整编。数据经极值检验、时间一致性检验、人工抽查均无误。农业数据(包括播种面积、单产、施肥量、棉花产量)来源于《1949～1989喀什统计年鉴》、1991～2015《新疆统计年鉴》[6]。

2.2　统计检验方法

运用Excel软件整理分析气象、农业数据,并借助相关系数检验法进行显著性检验。本文样本数n=63,自由度df=61,查询相关系数临界表知:显著性在0.1，0.05，0.01时的相关系数分别是0.21，0.25，0.32。运用线性拟合法分析气象要素的年际、年内变化,通过累计距平法确定突变年份并借助Yamamoto信噪比法进行检验,以提高精准度。以棉花为例,通过构建CAR模型,模拟预测在气候变化的影响下棉花产量的变化情况。

季节划分: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为基准点前侧的均值，x2为基准点后侧的均值;s1为基准点前侧的标准差，s2为基准点后侧的标准差;若S/N大于1,认为有突变存在,若S/N大于2,认为有强突变存在。

活动积温[15]:

(2)

式中:t1为时段起始日,tn为时段终结日,T0为生物学下限温度。本文计算≥10℃积温,T0=10℃。

负积温:

(3)

式中:t1为冬季起始日,tn为冬季终结日,T0=0℃。

3　结果与分析

3.1　气候变化特征分析

3.1.1气温变化

1)趋势分析。1953—2015年研究区最低气温出现在1967年为10.7 ℃、最高气温出现在2015年为13.3 ℃,多年平均气温为11.9 ℃。前32年(1953—1984)内有9年气温高于11.9 ℃且集中在70年代以后;后32年(1984—2015)内有25年气温高于11.9 ℃。近60多年来气温不断升高,增长倾向率为0.24 ℃/10a(P<0.01)(图2)。

近60多年来研究区各季节气温变化趋势(图略)与年变化趋势基本一致,都表现出增加趋势。春季至冬季气温增长倾向率分别0.28 ℃/10a，0.10 ℃/10a，0.28 ℃/10a，0.31 ℃/10a,经线性趋势系数检验(图3),春、秋、冬季增长趋势一致通过99%置信度检验,夏季增温趋势通过95%置信度检验。1953—2015年春季平均气温为14.9 ℃,90年代前(共38年)有25年气温低于14.9 ℃,90年代后(共25年)有7年气温低于14.9 ℃;夏季平均气温为24.8 ℃,90年代前有18年气温低于24.8 ℃,90年代后有9年气温低于24.8 ℃;秋季平均气温为11.5 ℃,90年代前有24年气温低于11.5 ℃,90年代后有6年气温低于11.5 ℃;冬季平均气温为-3.8 ℃,90年代前有21年气温低于-3.8 ℃,90年代后有8年气温低于-3.8 ℃(表1)。以上结果说明,近60多年来研究区气温不断升高,但90年代是不是气温开始发生突变的节点尚不能下定论,为了更清楚的确定气温开始突变的时间，需进一步展开突变分析。

2) 突变分析。从图4中可以看出,研究区气温变化表现出3个明显的阶段:1953—1977年减小阶段;1977—1995年平稳波动阶段;1996—2015年稳定上升阶段,其中1996年气温距平绝对值最大。累积距平图中绝对值最大处有可能是突变点，为检测1996年是否满足突变要求,利用公式(1)计算其信噪比,结果显示S/N=1.2> 1,即可以认定1996年研究区气温发生了从减小向增加的突变,突变前后2个时段的平均气温相差0.86 ℃。突变年份与迪丽努尔·阿吉等[16]结论一致。

3.1.2日照时数变化

1) 趋势分析。 1953—2015年研究区平均日照时数为2 852 h、日照时数最大值出现在1963年为3 223 h、最小值出现在2010年为2 561 h(图5)。 1953—1990年间共有30年日照时数高于2 852 h, 1990—2015年间共有5年日照时数高于2 852 h,近60多年日照时数表现出减少趋势,减少倾向率为33.84 h/10a(P< 0.01),这一结论与肖莲桂等研究青海省柴达木盆地1961—2013年日照时数减少率为40.6 h/10a的结果相似[17]。

表1　年代际、季际气温T(℃)、日照时数Sd(h)变化表Tab.1　The changes of interannual, seasonal temperature(℃),precipitation (mm), Sunshine duration (h)

图2　气温年变化趋势Fig.2　Average annual temperature variation

注：3条直线分别表示置信度取90%，95%，99%时的相关系数临界值图3　线性趋势系数检验 Fig. 3　The linear trend coefficient test chartin

近60多年来研究区各季节日照时数变化趋势(图略)与年变化趋势基本一致,都表现出减少趋势。春季到冬季日照时数减少倾向率分别为3.64 h/10a，7.35 h/10a，8.37 h/10a，14.49 h/10a,经线性趋势系数检验(图3),秋、冬季减少趋势通过99%置信度检验,夏季减少趋势通过95%置信度检验,春季减少趋势未通过95%置信度检验。1953—2015年春季平均日照时数为695 h,50～80年代日照时数不断增加;80～90年代急剧减小,10年减少了79 h;90年代到21世纪初虽有增加,但低于均值。夏季平均日照时数为886 h,50～60年代日照时数逐年增加;60～90年代逐年减小,30年间减少了55 h;90年代至今变化趋势同春季。秋季平均日照时数为739 h,50～70年代日照时数不断增加;70～90年代逐年减小,20年间减少了63 h;90年代到21世纪初变化趋势同春、夏季。冬季平均日照时数为539 h,50～60年代日照时数逐年增加;60～70年代逐年减少,10年间减少了20 h;70～80年代逐年增加;80年代到21世纪初逐年减少,20多年间减少了84 h(表1)。

2) 突变分析。从图4中看出,1953—2015年日照时数变化趋势可以分为1953—1990年增加阶段和1990—2015年减少阶段,且1990年处的累积距平绝对值最大。对1990年进行信噪比计算,结果显示S/N=0.76<1,即该点没有达到突变要求,但日照时数在1990年由原先的增加变为减少,这与肖莲桂等[17]研究结论一致。

图4　气温、日照时数累积距平图Fig.4　Temperature and sunshine duration cumulative anomaly

图5　日照时数变化图Fig.5　The variation of sunshine duration

3.2　气候变化对农业生产的影响

3.2.1农业气候资源的变化从图6发现,研究区≥10℃积温的多年平均值为4 427 ℃·d,多年平均持续时间为215 d。1996年(气温突变点)前有30年积温低于均值;1996年后,每年的积温值均大于均值。≥10℃积温的持续日数在1996年前有29年持续时间小于均值;1996年后有3年持续时间小于均值。可以说,在气温发生了由减小向增大的突变后,研究区≥10℃积温及其持续时间表现出明显的趋同性,即随着气温的升高,≥10℃积温不断增大,其持续时间亦不断增加。这无疑给喜温作物营造了良好的生长环境,但一定程度上也为农业病虫害提供了温床。负积温能直接反应农作物越冬受害状况,同时影响着返青期、播种期的开始时间,在农业生产中是一个重要的指标[15]。近60多年平均负积温为-380 ℃·d,1996年前有22年负积温小于均值;1996年后有6年负积温小于均值。这表明气温发生突变后,负积温的绝对值不断减小,农作物遭受冻害的机率变小,同时延长了病虫害的生活期,一定程度上放大了农作物遭受生物灾害的潜在可能。

图6　≥10℃积温及持续日数变化图Fig.6　The variation of integrated temperature (≥10℃) and duration days

图7　1953—2014a棉花单产模拟曲线Fig.7　Cotton yield simulation curve in 1953—2014

3.2.2农业生产条件的变化

1)化肥施用量的变化。研究区内82%以上的劳动力以从事农业活动为生,粮食的品质很大程度上决定着当地人民的收入水平。气候变暖,土壤有机质的微生物分解加快,肥效保持时间缩短,尤其是氮肥,温度每升高1℃,释放周期缩短3.6 d[18]。研究区近30年化肥施用量从1989年30.79×106kg迅速增加到2014年163.98×106kg,年均增长率为17.30%。单位面积化肥施用量亦呈增加趋势,从1989年111.37 kg/hm2增至2014年244.31 kg/hm2,年均增长率为4.77%。化肥施用量的加大必将会增大种植成本且对农业生态环境造成不可避免的破坏。

2) 生育期的变化。叶尔羌河平原绿洲是新疆著名的粮、棉基地,现以棉花为例,分析气候变化对棉花生育期的影响。近60年研究区春、秋季气温不断升高,春季气温从14.3℃升至16.0℃,秋季气温从10.8℃升至12.4℃,致使春季播种期提前,秋季早霜期推迟,进而延长了棉花的生育期。研究区棉花播种期从50年代的4月13日提前到21世纪初的4月4日,停止生长期从10月15日推迟到10月19日,生育期大致从185 d延长至198 d。生育期的延长为棉花生长赢得了更多的热量资源,利于棉花品质的提高。

3) 单产的变化。研究区粮食播种面积从1989年27.64×104hm2增大到2014年67.12×104hm2,年均增长率为5.72%。2009年粮食播种面积增加量最大为21.43×104hm2,结合同时期前后气候变化特征发现:2008年负积温为-593 ℃·d，2009年仅为-218 ℃·d,负积温绝对值的大幅度减小营造了一个暖冬,为2009年农作物生长提供了良好的热量资源环境。粮食单产量从1989年38.61×102kg/hm2增大到2009年64.38×102kg/hm2,多年平均单产量为55.24×102kg/hm2。1999年后单产明显高于均值,2009年单产距平值最大为9.14×102kg/hm2。结合表1可以看出,90年代以来气温不断升高,农业气候资源更具优势,粮食播种面积呈现不断增大的趋势。研究区棉花单产不断提高,由50年代的309.26 kg/hm2提高至目前的1 705.64 kg/hm2,多年平均单产为838.86 kg/hm2。1953—1989年棉花单产均低于多年均值;1990—2014年棉花单产均高于多年均值。可以清楚发现,随着气候变暖,棉花单产不断提高。为定量讨论气候变化对棉花单产的影响,借助DPS 9.01软件,选定1953—2014年气温、日照时数、≥10℃积温与棉花单产数据构建CAR模型,模拟预测未来棉花单产的变化。采用递推最小二乘法(遗忘因子为1)估计模型参数,建模检验水平F0.05=2.52。模型定阶检验值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)分别为t年的棉花单产、t-1年的棉花单产、t-1年的生长期气温、t年的日照时数、t年的≥10℃积温、t-1年的≥10℃积温,t为时间序列。

通过模型可以发现,在仅考虑生长期气温、日照时数、≥10℃积温的前提下,棉花产量与当年日照时数、≥10℃积温成正相关,与上一年生长期气温、≥10℃积温呈负相关,且对上一年生长期温度的响应程度最强。当年日照时数每增加1 h,棉花单产提高0.11 kg/hm2,当年≥10℃积温每增加1℃·d,棉花单产提高0.27 kg/hm2,如按21世纪初研究区棉花平均播种面积计算,当年日照时数每增加1 h,棉花产量增加3 129.5 kg,当年≥10℃积温每增加1℃·d,棉花产量增加7 681.5 kg。利用此模型计算的棉花单产模拟值与实际值相比,相对误差较小为14%(图7),表明该模型可以较好地反映棉花单产的变化情况。

4　结论与讨论

4.1　结　论

1)近60多年来研究区气候变化明显。气温增温倾向率为0.24 ℃/10a(P< 0.01),冬季增温幅度最大为0.31 ℃/10a(P< 0.01);日照时数呈减小趋势,减小倾向率为33.84 h/10a(P< 0.01),冬季减小幅度最大为14.49 h/10a。1990年日照时数发生了由增加向减少的转变,转变后日照时数减小115 h;1996年气温发生突变,突变后气温升高了0.86 ℃。

2)气候变暖对农业气候资源影响明显。近60多年来研究区≥10℃积温的平均值为4 427℃·d,≥10℃积温的平均持续时间为215 d,平均负积温为-380℃·d。气温突变后,≥10℃积温的平均值增加到4 618 ℃·d,持续时间亦延长至222 d左右,负积温的绝对值减小至-339℃·d。

3) 气候变暖对农业生产条件影响明显。近30年研究区单位面积化肥施用量增加了132.94 kg/hm2,粮食单产提高了25.77×102kg/hm2。近60年棉花播种期提前了9 d,停止生育期延长了4 d,单产提高了1 396.38 kg/hm2。构建的CAR模型显示,在仅考虑生长期气温、日照时数、≥10℃积温的前提下,棉花单产对上一年生长期气温响应程度最强,对当年日照时数响应程度最弱。

4.2　讨　论

近60年研究区气候变化呈暖湿化趋势，对农业生产具有双重影响性。随着气温的升高， ≥10℃积温不断增大, 使播种期、返青期[13]；负积温绝对值的不断减小，加大了半强冬型冬小麦的种植，进而提高了产量收益[9]。同时，气温的升高亦缩短了病虫害繁殖期, 通过延长其活动期加大了对农业生产的威胁[12]。随着气温在1996年发生了由低到高的突变, 1997—2015年≥10℃积温的平均值为4 618℃·d, 比近60多年来的均值高191℃·d, 持续时间亦从215 d延长至222 d; 负积温的绝对值从1953—1996年的平均值-398℃·d减小到-339℃·d, 可见研究区的气候变化通过影响农业气候资源的变化, 进而影响作物生育期、品质及产量。但是，本文未考虑极端气候事件对农业生产的影响,在预测单产变化过程中未涉及化肥使用量、农民群体适应行为等客观条件,这也是以后研究的热点。此外研究区近60多年来日照时数呈现减小趋势,这是否会影响农作物的光合作用,进一步影响产量输出,还有待进一步研究。

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