葉河平原綠洲氣候變化及其對農業生產的影響

張雪琪,滿蘇爾·沙比提,馬國飛

(新疆師范大學 地理科學與旅游學院,新疆 烏魯木齊　830054)

IPCC第四次評估報告(AR4)提出[1],自19世紀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。全球變暖問題愈發嚴峻,不斷成為政府、學者關注的焦點[3-5]。西北干旱區因降水稀少、蒸發強烈,對氣候響應更敏感。

葉爾羌河平原綠洲承載了流域近95%人口,其中82%的勞動力以從事農業生產活動為主。葉爾羌河綠洲是南疆最大的綠洲、著名的糧棉基地,多年農業生產總值約占農林牧漁業總產值的71%[6],對南疆乃至全疆的農業生產至關重要。農業生產活動不僅受制于作物品種,更局限于土壤養分、水熱資源等因素,對氣候變化的響應極敏感。國內有諸多學者分析了氣候變化對農業生產的影響,大尺度上有對全國[7-9]、西北地區[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,以上研究為當地農業持續發展奠定了基礎。然而，少有學者以葉爾羌河平原綠洲為靶區展開分析、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業生產的影響。筆者選取平原綠洲內具有代表性的2個氣象站點(巴楚站位于研究區北部、莎車站位于研究區南部)自1953—2015年的逐日實測數據,分析氣溫、日照時數的年代際、年內變化特征及其對農業生產的影響,以期為農業種植及其生態安全提供理論支撐。

1　研究區概況

葉爾羌河流域包括帕米爾高原區、喀喇昆侖山區、低山丘陵區、平原綠洲區、沙漠區,葉爾羌河平原綠洲在行政區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、南接葉爾羌河低山丘陵區。據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。研究區內主要以種植小麥、玉米、棉花為主,據《2015年新疆統計年鑒》顯示:巴楚縣農作物播種面積為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,各縣農業產值依次為:294.76×107元、306.73×107元、598.62×107元、228.37×107元、442.32×107元。

圖1　研究區示意圖Fig.1　Sketch map of study area

2　數據來源及方法

2.1　資料采集

氣象資料來源于中國氣象數據網,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年逐日氣象實測數據按月、年進行整編。數據經極值檢驗、時間一致性檢驗、人工抽查均無誤。農業數據(包括播種面積、單產、施肥量、棉花產量)來源于《1949～1989喀什統計年鑒》、1991～2015《新疆統計年鑒》[6]。

2.2　統計檢驗方法

運用Excel軟件整理分析氣象、農業數據,并借助相關系數檢驗法進行顯著性檢驗。本文樣本數n=63,自由度df=61,查詢相關系數臨界表知:顯著性在0.1，0.05，0.01時的相關系數分別是0.21，0.25，0.32。運用線性擬合法分析氣象要素的年際、年內變化,通過累計距平法確定突變年份并借助Yamamoto信噪比法進行檢驗,以提高精準度。以棉花為例,通過構建CAR模型,模擬預測在氣候變化的影響下棉花產量的變化情況。

季節劃分: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為基準點前側的均值，x2為基準點后側的均值;s1為基準點前側的標準差，s2為基準點后側的標準差;若S/N大于1,認為有突變存在,若S/N大于2,認為有強突變存在。

活動積溫[15]:

(2)

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

負積溫:

(3)

式中:t1為冬季起始日,tn為冬季終結日,T0=0℃。

3　結果與分析

3.1　氣候變化特征分析

3.1.1氣溫變化

1)趨勢分析。1953—2015年研究區最低氣溫出現在1967年為10.7 ℃、最高氣溫出現在2015年為13.3 ℃,多年平均氣溫為11.9 ℃。前32年(1953—1984)內有9年氣溫高于11.9 ℃且集中在70年代以后;后32年(1984—2015)內有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多年來研究區各季節氣溫變化趨勢(圖略)與年變化趨勢基本一致,都表現出增加趨勢。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,經線性趨勢系數檢驗(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)。以上結果說明,近60多年來研究區氣溫不斷升高,但90年代是不是氣溫開始發生突變的節點尚不能下定論,為了更清楚的確定氣溫開始突變的時間，需進一步展開突變分析。

2) 突變分析。從圖4中可以看出,研究區氣溫變化表現出3個明顯的階段:1953—1977年減小階段;1977—1995年平穩波動階段;1996—2015年穩定上升階段,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,結果顯示S/N=1.2> 1,即可以認定1996年研究區氣溫發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]結論一致。

3.1.2日照時數變化

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

表1　年代際、季際氣溫T(℃)、日照時數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%時的相關系數臨界值圖3　線性趨勢系數檢驗 Fig. 3　The linear trend coefficient test chartin

近60多年來研究區各季節日照時數變化趨勢(圖略)與年變化趨勢基本一致,都表現出減少趨勢。春季到冬季日照時數減少傾向率分別為3.64 h/10a，7.35 h/10a，8.37 h/10a，14.49 h/10a,經線性趨勢系數檢驗(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為695 h,50～80年代日照時數不斷增加;80～90年代急劇減小,10年減少了79 h;90年代到21世紀初雖有增加,但低于均值。夏季平均日照時數為886 h,50～60年代日照時數逐年增加;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。秋季平均日照時數為739 h,50～70年代日照時數不斷增加;70～90年代逐年減小,20年間減少了63 h;90年代到21世紀初變化趨勢同春、夏季。冬季平均日照時數為539 h,50～60年代日照時數逐年增加;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年進行信噪比計算,結果顯示S/N=0.76<1,即該點沒有達到突變要求,但日照時數在1990年由原先的增加變為減少,這與肖蓮桂等[17]研究結論一致。

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

圖5　日照時數變化圖Fig.5　The variation of sunshine duration

3.2　氣候變化對農業生產的影響

3.2.1農業氣候資源的變化從圖6發現,研究區≥10℃積溫的多年平均值為4 427 ℃·d,多年平均持續時間為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℃積溫的持續日數在1996年前有29年持續時間小于均值;1996年后有3年持續時間小于均值。可以說,在氣溫發生了由減小向增大的突變后,研究區≥10℃積溫及其持續時間表現出明顯的趨同性,即隨著氣溫的升高,≥10℃積溫不斷增大,其持續時間亦不斷增加。這無疑給喜溫作物營造了良好的生長環境,但一定程度上也為農業病蟲害提供了溫床。負積溫能直接反應農作物越冬受害狀況,同時影響著返青期、播種期的開始時間,在農業生產中是一個重要的指標[15]。近60多年平均負積溫為-380 ℃·d,1996年前有22年負積溫小于均值;1996年后有6年負積溫小于均值。這表明氣溫發生突變后,負積溫的絕對值不斷減小,農作物遭受凍害的機率變小,同時延長了病蟲害的生活期,一定程度上放大了農作物遭受生物災害的潛在可能。

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

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

3.2.2農業生產條件的變化

1)化肥施用量的變化。研究區內82%以上的勞動力以從事農業活動為生,糧食的品質很大程度上決定著當地人民的收入水平。氣候變暖,土壤有機質的微生物分解加快,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業生態環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,進而延長了棉花的生育期。研究區棉花播種期從50年代的4月13日提前到21世紀初的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,利于棉花品質的提高。

3) 單產的變化。研究區糧食播種面積從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,結合同時期前后氣候變化特征發現:2008年負積溫為-593 ℃·d，2009年僅為-218 ℃·d,負積溫絕對值的大幅度減小營造了一個暖冬,為2009年農作物生長提供了良好的熱量資源環境。糧食單產量從1989年38.61×102kg/hm2增大到2009年64.38×102kg/hm2,多年平均單產量為55.24×102kg/hm2。1999年后單產明顯高于均值,2009年單產距平值最大為9.14×102kg/hm2。結合表1可以看出,90年代以來氣溫不斷升高,農業氣候資源更具優勢,糧食播種面積呈現不斷增大的趨勢。研究區棉花單產不斷提高,由50年代的309.26 kg/hm2提高至目前的1 705.64 kg/hm2,多年平均單產為838.86 kg/hm2。1953—1989年棉花單產均低于多年均值;1990—2014年棉花單產均高于多年均值。可以清楚發現,隨著氣候變暖,棉花單產不斷提高。為定量討論氣候變化對棉花單產的影響,借助DPS 9.01軟件,選定1953—2014年氣溫、日照時數、≥10℃積溫與棉花單產數據構建CAR模型,模擬預測未來棉花單產的變化。采用遞推最小二乘法(遺忘因子為1)估計模型參數,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、t-1年的棉花單產、t-1年的生長期氣溫、t年的日照時數、t年的≥10℃積溫、t-1年的≥10℃積溫,t為時間序列。

通過模型可以發現,在僅考慮生長期氣溫、日照時數、≥10℃積溫的前提下,棉花產量與當年日照時數、≥10℃積溫成正相關,與上一年生長期氣溫、≥10℃積溫呈負相關,且對上一年生長期溫度的響應程度最強。當年日照時數每增加1 h,棉花單產提高0.11 kg/hm2,當年≥10℃積溫每增加1℃·d,棉花單產提高0.27 kg/hm2,如按21世紀初研究區棉花平均播種面積計算,當年日照時數每增加1 h,棉花產量增加3 129.5 kg,當年≥10℃積溫每增加1℃·d,棉花產量增加7 681.5 kg。利用此模型計算的棉花單產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的變化情況。

4　結論與討論

4.1　結　論

1)近60多年來研究區氣候變化明顯。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年日照時數發生了由增加向減少的轉變,轉變后日照時數減小115 h;1996年氣溫發生突變,突變后氣溫升高了0.86 ℃。

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

3) 氣候變暖對農業生產條件影響明顯。近30年研究區單位面積化肥施用量增加了132.94 kg/hm2,糧食單產提高了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,單產提高了1 396.38 kg/hm2。構建的CAR模型顯示,在僅考慮生長期氣溫、日照時數、≥10℃積溫的前提下,棉花單產對上一年生長期氣溫響應程度最強,對當年日照時數響應程度最弱。

4.2　討　論

近60年研究區氣候變化呈暖濕化趨勢， 對農業生產具有雙重影響性。 隨著氣溫的升高， ≥10℃積溫不斷增大, 使播種期、 返青期[13]； 負積溫絕對值的不斷減小， 加大了半強冬型冬小麥的種植， 進而提高了產量收益[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業生產的威脅[12]。 隨著氣溫在1996年發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, 持續時間亦從215 d延長至222 d; 負積溫的絕對值從1953—1996年的平均值-398℃·d減小到-339℃·d, 可見研究區的氣候變化通過影響農業氣候資源的變化, 進而影響作物生育期、品質及產量。 但是， 本文未考慮極端氣候事件對農業生產的影響,在預測單產變化過程中未涉及化肥使用量、農民群體適應行為等客觀條件,這也是以后研究的熱點。此外研究區近60多年來日照時數呈現減小趨勢,這是否會影響農作物的光合作用,進一步影響產量輸出,還有待進一步研究。

參考文獻：

[1]秦大河，羅勇，陳振林，等.氣候變化科學的最新進展:IPCC第四次評估綜合報告解析[J].氣候變化研究進展，2007，3(6):311-314.

[2]秦大河,Thomas Stocker,259名作者和TSU(駐伯爾尼和北京). IPCC第五次評估報告第一工作組報告的亮點結論[J]. 氣候變化研究進展,2014,10(1):1-6.

[3]秦大河. 氣候變化科學與人類可持續發展[J]. 地理科學進展,2014,33(7):874-883.

[4]劉光生,王根緒,胡宏昌,等. 長江黃河源區近45年氣候變化特征分析[J]. 資源科學,2010,32(8):1486-1492.

[5]DAI A.Increasing drought under global warming in observations and models[J]. Nature Climate Change,2013,3(1):52-58.

[6]新疆維吾爾自治區統計局. 新疆統計年鑒[Z]. 北京:中國統計出版社,1990,1995,2000,2005,2010,2015:189-254.

[7]潘根興,高民,胡國華,等. 氣候變化對中國農業生產的影響[J]. 農業環境科學學報,2011,30(9):1698-1706.

[8]覃志豪,唐華俊,李文娟,等. 氣候變化對農業和糧食生產影響的研究進展與發展方向[J]. 中國農業資源與區劃,2013,34(5):1-7.

[9]郭建平. 氣候變化對中國農業生產的影響研究進展[J]. 應用氣象學報,2015,26(1):1-11.

[10] 張強，鄧振鏞，趙映東,等. 全球氣候變化對我國西北地區農業的影響[J]. 生態學報,2008,28(3):1210-1218.

[11] 劉明春,張強,鄧振鏞,等. 氣候變化對石羊河流域農業生產的影響[J]. 地理科學,2009,29(5):727-732.

[12] 胡江玲,滿蘇爾·沙比提,娜斯曼·那斯爾丁. 新疆阿圖什市氣候變化特征及其對農業生產的影響[J]. 干旱地區農業研究,2010,28(4):258-264.

[13] 滿蘇爾·沙比提,娜斯曼·那斯爾丁. 新疆沙雅縣近50a來氣候變暖特征及其對農業生產的影響分析[J]. 干旱地區農業研究,2011,29(6):249-254.

[14] 符淙斌,王強. 氣候突變的定義和檢測方法[J]. 大氣科學,1992,16(4):482-493.

[15] 鄭大瑋,孫忠富. 關于積溫一詞及其度量單位科學性問題的討論[J]. 中國農業氣象,2010,31(2):165-169.

[16] 迪麗努爾·阿吉,近藤昭彥,肖開提·阿吉,等. 博河流域氣候變化及其與徑流量的關系研究[J]. 資源科學,2014,36(10):2123-2130.

[17] 肖蓮桂,祁棟林,石明章. 1961—2013年青海省柴達木盆地日照時數的變化特征及其影響因素[J]. 中國農學通報,2017,33(2):106-114.

[18] 王修蘭,徐師華. 氣候變暖對土壤化肥用量和肥效影響的實驗研究[J]. 氣象,1996,22(7):12-16.