摘要：采用連續(xù)小波變換和交叉小波變換等方法，分析了1951～2006年華東地區(qū)水稻產(chǎn)量和同期東亞季風(fēng)的時(shí)頻變化特征，探討了相對氣象產(chǎn)量與東亞季風(fēng)環(huán)流指數(shù)之間的相關(guān)關(guān)系。結(jié)果表明，華東地區(qū)水稻產(chǎn)量與東亞季風(fēng)環(huán)流的變化均存在年際和年代際尺度的變化周期。氣象產(chǎn)量與同期亞洲環(huán)流經(jīng)向指數(shù)以正相關(guān)為主，14年兩者的正相關(guān)程度最大，少數(shù)頻率尺度上呈較弱的負(fù)相關(guān)，如準(zhǔn)2、4、6年以及18年之后。氣象產(chǎn)量與同期亞洲環(huán)流緯向指數(shù)在2～4、6～8、10～12年尺度的共振頻率上表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，8～10年以及12年之后的尺度上兩者表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)，14年左右兩者的負(fù)相關(guān)程度最大。東亞季風(fēng)環(huán)流的變化導(dǎo)致區(qū)域氣候變暖，進(jìn)而引起的氣象災(zāi)害頻發(fā)以及區(qū)域氣候資源的改變，是華東地區(qū)水稻產(chǎn)量波動(dòng)的主要原因。

關(guān)鍵詞：水稻相對氣象產(chǎn)量；東亞季風(fēng)環(huán)流；交叉小波變換；華東地區(qū)

中圖分類號：S161.7；S511 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：0439—8114（2012）19—4200—05

氣候變化越來越受到人們的關(guān)注，全球變暖對環(huán)境、水資源、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等的影響已成為世界科學(xué)界的重要研究課題，也是各國政府決策時(shí)所必須考慮的重要問題。根據(jù)IPCC研究報(bào)告，近百年全球平均溫度已經(jīng)升高（0.6±0.2）℃[1]，這種溫度的上升趨勢還將持續(xù)。氣候變化及由此帶來的氣象災(zāi)害造成糧食生產(chǎn)的時(shí)空波動(dòng)加劇，對糧食安全構(gòu)成了威脅。因此，研究氣候變化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響及其戰(zhàn)略對策具有重要的理論意義和實(shí)用價(jià)值。目前，關(guān)于氣候變化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的研究較多[2—9]，但氣候變化本身具有一定的區(qū)域特征，再加上氣候波動(dòng)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的區(qū)域性差異使得很有必要開展針對不同區(qū)域氣候變化對當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的研究。

關(guān)于東亞季風(fēng)對中國氣候變化的影響，國內(nèi)氣象學(xué)家已作了大量的研究，得出了很多有價(jià)值的結(jié)果。施能等[10]計(jì)算了1873～1995年東亞季風(fēng)強(qiáng)度指數(shù)，指出季風(fēng)強(qiáng)度指數(shù)與中國冬季、夏季天氣的年際變化、年代際變化關(guān)系密切。趙漢光等[11]統(tǒng)計(jì)分析了東亞季風(fēng)指數(shù)強(qiáng)度變化對中國夏季雨帶的影響。繆三銀等[12]研究了東亞冬季風(fēng)強(qiáng)度指數(shù)變化與青島區(qū)域降水的關(guān)系。許多研究都表明東亞季風(fēng)系統(tǒng)的變化對中國的天氣和氣候具有明顯影響[10—16]。季風(fēng)環(huán)流可以分解為經(jīng)向環(huán)流和緯向環(huán)流；亞洲及歐亞地區(qū)的經(jīng)向和緯向環(huán)流指數(shù)能夠反映副熱帶地區(qū)東西向的氣壓差異和東亞季風(fēng)的南北分布，其年際和年代際振蕩對全國及華東地區(qū)的氣候變化具有重要作用[17]。因此，華東地區(qū)的氣候變化與東亞季風(fēng)環(huán)流必然存在一定的聯(lián)系。

水稻生產(chǎn)在中國國民經(jīng)濟(jì)中占有極其重要的地位。華東地區(qū)是中國重要的水稻生產(chǎn)基地，但因受氣候的影響，水稻生產(chǎn)期間存在洪澇、干旱、夏季高溫、臺風(fēng)、秋季低溫等氣象災(zāi)害，影響水稻的產(chǎn)量和品質(zhì)。姚鳳梅等[18]研究發(fā)現(xiàn)，溫度增加，中國南方水稻產(chǎn)量呈下降趨勢。羅琴等[19]認(rèn)為影響水稻產(chǎn)量最理想的熱量指標(biāo)是有效積溫；降水量是影響水稻產(chǎn)量的第二大氣候因素。為了解東亞季風(fēng)環(huán)流對中國華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量變化的影響，本研究采用小波變換方法分析1951～2006年間華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量和東亞季風(fēng)環(huán)流指數(shù)變化的時(shí)頻特征以及兩者之間的相關(guān)關(guān)系，旨在探討華東地區(qū)水稻產(chǎn)量與季風(fēng)環(huán)流變化的關(guān)系以及季風(fēng)環(huán)流變化對水稻產(chǎn)量的影響，為區(qū)域作物產(chǎn)量診斷分析和預(yù)測研究提供參考依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 資料來源及處理

1951～2006年華東地區(qū)6省1市的水稻產(chǎn)量資料來自國家統(tǒng)計(jì)局。同期亞洲環(huán)流（60°～150° E）經(jīng)向指數(shù)和緯向指數(shù)序列采用國家氣候中心氣候系統(tǒng)診斷預(yù)測室發(fā)布的環(huán)流特征量數(shù)據(jù)。為使資料序列滿足平穩(wěn)隨機(jī)過程[20]性質(zhì)，實(shí)際計(jì)算時(shí)對資料序列進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。

1.2 方法

1.2.1 氣象產(chǎn)量和相對氣象產(chǎn)量的確定 作物產(chǎn)量的時(shí)間序列（Y）可以認(rèn)為是平穩(wěn)變化項(xiàng)（Yt）和顯著波動(dòng)項(xiàng)（Yw）的合成，即Y=Yt+Yw。對原始作物產(chǎn)量直線滑動(dòng)平均法模擬得到趨勢產(chǎn)量，然后從原始作物產(chǎn)量中扣除趨勢產(chǎn)量就得到了氣象產(chǎn)量，氣象產(chǎn)量與趨勢產(chǎn)量之比稱為相對氣象產(chǎn)量[21]。運(yùn)用這種方法，計(jì)算歷年華東地區(qū)水稻的氣象產(chǎn)量和相對氣象產(chǎn)量。

1.2.2 小波變換方法 采用Morlet連續(xù)小波變換法分析了1951～2006年中國華東地區(qū)水稻產(chǎn)量和同期東亞季風(fēng)的時(shí)頻變化特征，并采用交叉小波變化方法探討了相對氣象產(chǎn)量與東亞季風(fēng)環(huán)流之間的相關(guān)關(guān)系。

2 結(jié)果與分析

2.1 水稻產(chǎn)量與環(huán)流指數(shù)變化特征

2.1.1 水稻產(chǎn)量波動(dòng) 氣象產(chǎn)量的變化與氣候條件密切相關(guān)，增產(chǎn)年水熱條件適宜，減產(chǎn)年由于氣象災(zāi)害導(dǎo)致水熱條件惡劣，產(chǎn)量降低。統(tǒng)計(jì)資料表明，56年間華東地區(qū)水稻實(shí)際產(chǎn)量和生育期間（4～10月）平均氣溫及降水量的線性相關(guān)系數(shù)分別為0.476和—0.123，產(chǎn)量和氣溫的相關(guān)性達(dá)到了極顯著水平（α=0.01）。由于華東地區(qū)水資源充足，水稻生長所需的水分條件可由人工控制，因此，制約該地區(qū)水稻產(chǎn)量的因子是熱量資源。

水稻完成生長發(fā)育需要達(dá)到一定的溫度積累，同時(shí)生長季高溫和低溫災(zāi)害都會對產(chǎn)量造成不利的影響[22，23]。圖1給出了1951～2006年華東地區(qū)水稻平均產(chǎn)量的時(shí)間變化曲線。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的不斷提高，實(shí)際產(chǎn)量總體呈上升趨勢。56年間華東地區(qū)水稻氣象產(chǎn)量整體波動(dòng)下降，但下降趨勢不明顯。個(gè)別年份如1961、1980年減產(chǎn)幅度較大，這是因?yàn)?961年水稻生育期間（4～10月）平均氣溫過高（23.2 ℃，56年平均值為22.6 ℃），尤其是7月份達(dá)到56年間同期最高溫度29.1 ℃；而1980年4～10月的平均溫度僅為21.9 ℃，熱量資源不足。

2.1.2 東亞季風(fēng)環(huán)流指數(shù)變化 1951～2006年間東亞季風(fēng)環(huán)流指數(shù)也有明顯的年際和年代際變化。圖2反映了56年間東亞季風(fēng)環(huán)流指數(shù)年距平的變化，環(huán)流緯向度的絕對變率為7.89/年，相對變率為6.70%；經(jīng)向度的絕對變率為2.35/年，相對變率為4.32%。緯向度以0.023 7/年的線性趨勢增強(qiáng)，但趨勢不明顯；經(jīng)向度以—0.068 6/年的線性趨勢減弱，時(shí)間相關(guān)系數(shù)為—0.378，趨勢極顯著（α=0.01）。

2.1.3 東亞季風(fēng)環(huán)流指數(shù)與氣溫的相關(guān)性 東亞季風(fēng)對華東氣候的影響，使得水熱條件發(fā)生變化[15，16]，進(jìn)而影響水稻的氣象產(chǎn)量[18，19]。由于華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量的主要影響因子是氣溫，降水的影響不大，分析季風(fēng)環(huán)流指數(shù)與氣溫的相關(guān)性有助于理解季風(fēng)環(huán)流對水稻產(chǎn)量的影響。

相關(guān)分析結(jié)果表明，1951～2006年間華東地區(qū)（4～10月）氣溫與同期亞洲環(huán)流經(jīng)向度呈極顯著負(fù)相關(guān)（α=0.01），相關(guān)系數(shù)為—0.454；與緯向度呈顯著正相關(guān)（α=0.05），相關(guān)系數(shù)為0.325。說明當(dāng)亞洲環(huán)流經(jīng)向度減弱、緯向度加強(qiáng)時(shí)，使得華東地區(qū)氣溫升高；反之，氣溫降低。

綜合圖1、圖2及其分析結(jié)果可以得出，1951～2006年間，由于亞洲環(huán)流經(jīng)向度的顯著減弱、緯向度的輕微增強(qiáng)，使得華東地區(qū)的氣溫顯著升高，進(jìn)而導(dǎo)致該區(qū)域的水稻氣象產(chǎn)量降低。

2.2 水稻相對氣象產(chǎn)量與東亞季風(fēng)環(huán)流指數(shù)變化的時(shí)頻分布

2.2.1 水稻相對氣象產(chǎn)量波動(dòng)的時(shí)頻分布 圖3a給出了華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量的小波變換系數(shù)實(shí)部的時(shí)頻域分布，其中負(fù)值（虛線）對應(yīng)產(chǎn)量偏低，正值（實(shí)線）對應(yīng)產(chǎn)量偏高。產(chǎn)量變化的年際尺度主要表現(xiàn)為2～3年和6年左右的周期性振蕩，時(shí)域分布不均勻，局部變化特征明顯。2～3年尺度周期信號在1953～1958年以及1975～1981年表現(xiàn)明顯，6年左右周期信號主要分布在1990年之前。年代際尺度變化主要表現(xiàn)為12年左右尺度的周期振蕩，周期信號強(qiáng)，等值線分布密集，且頻率尺度在時(shí)域中呈減小趨勢。所分析的時(shí)域?qū)?yīng)12年尺度上共經(jīng)歷了10個(gè)產(chǎn)量增減突變點(diǎn)，大致分布在1952、1958、1963、1969、1975、1982、1988、1993、1999和2005年。不論年際尺度或是年代際尺度，1985年之前的周期性均明顯強(qiáng)于之后的周期性。

圖3b為水稻相對氣象產(chǎn)量的Morlet小波變換系數(shù)模的對數(shù)值在時(shí)頻域中的分布，圖中實(shí)線（正值）表示模值大于1.0，即通過95%紅噪聲檢驗(yàn)；虛線（負(fù)值）表示模值小于等于1.0，未通過檢驗(yàn)。本方法小波系數(shù)模的大小只表明其所對應(yīng)時(shí)段和時(shí)間尺度的周期性是否明顯，而并不代表各種周期變化成分能量的大小，這一點(diǎn)與Fourier分析是完全不同的。由圖3b可見，2～3年尺度周期的顯著性最弱，6年左右尺度周期的相對性較強(qiáng)，特別是在1970年之前；年代際尺度周期的顯著性明顯大于年際尺度，且在所分析的時(shí)域中呈逐漸減弱的趨勢；10年左右尺度振蕩的周期性在1985年以后、14年和18年左右尺度振蕩的周期性在1990年之后均不顯著。可以看出華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量的波動(dòng)特征主要表現(xiàn)為1985年之前較大幅度的周期性變化。

2.2.2 東亞季風(fēng)環(huán)流指數(shù)變化的時(shí)頻分布 圖4為華東地區(qū)水稻生育期平均緯向度距平的小波變換系數(shù)實(shí)部和模的時(shí)頻分布，表明1951～2006年間亞洲環(huán)流緯向度變化具有多時(shí)間尺度頻率結(jié)構(gòu)。年際變化中，存在3～4年和8年左右尺度的周期振蕩，年代際變化主要表現(xiàn)為16年左右尺度的周期信號。時(shí)域中，年際和年代際頻率均比較平穩(wěn)。3～4年尺度周期在1985年之前以及1997～2006年較為顯著，8年尺度的周期性在1972～2000年間顯著，16年尺度的周期性僅在1951～1967年間通過95%紅噪聲檢驗(yàn)。

圖5反映了1951～2006年間華東地區(qū)水稻生育期平均經(jīng)向度距平的小波變換系數(shù)實(shí)部和模的時(shí)頻分布。由圖5可見，經(jīng)向度存在準(zhǔn)2、3～4、6～8、16年左右尺度的周期變化，小尺度高頻振蕩具有時(shí)域局部化特征。準(zhǔn)2年周期出現(xiàn)在1967～1980和1984～2003年間；3～4年周期在1955～1990、1999～2006年間顯著；6～8年尺度周期出現(xiàn)在1970～1982年間，顯著性相對較弱。年代際尺度的周期變化在全時(shí)域都不顯著。

由圖3～5可知，華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量與區(qū)域氣候變化的時(shí)頻結(jié)構(gòu)特征存在相似性，兩者之間的振蕩周期頻率像素、時(shí)域分布也有一定的對應(yīng)關(guān)系，年代際尺度上表現(xiàn)尤為明顯?？梢哉J(rèn)為華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量和同期亞洲季風(fēng)環(huán)流指數(shù)變化存在一定程度的時(shí)頻域相關(guān)。

2.3 水稻產(chǎn)量與東亞季風(fēng)環(huán)流指數(shù)變化的相關(guān)關(guān)系

2.3.1 水稻相對氣象產(chǎn)量與經(jīng)向環(huán)流指數(shù)變化 圖6a給出了1951～2006年間華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量和同期水稻生育期期間亞洲經(jīng)向環(huán)流指數(shù)的交叉小波功率譜。由圖6a可見，年代際尺度的周期性明顯強(qiáng)于年際尺度；兩個(gè)時(shí)間序列在全頻域上整體呈正相關(guān)，少數(shù)頻率上呈較弱的負(fù)相關(guān)，如準(zhǔn)2、4、6年以及18年之后；14年左右兩者正相關(guān)程度最大。

圖6b為相對氣象產(chǎn)量和經(jīng)向環(huán)流指數(shù)間的交叉小波協(xié)譜。相對氣象產(chǎn)量與環(huán)流經(jīng)向度之間以正相關(guān)為主，在局部時(shí)域中和個(gè)別頻率尺度上兩者之間也存在負(fù)相關(guān)關(guān)系；兩者的負(fù)相關(guān)振蕩主要表現(xiàn)在3～4、4～6年尺度上；3～4年尺度上的負(fù)相關(guān)出現(xiàn)在1951～1954、1975～1977以及1998～2006年，4～6年尺度的負(fù)相關(guān)出現(xiàn)在1964～1969和1978～1989年；以14～16年為代表的年代際尺度上兩者表現(xiàn)為較強(qiáng)的正相關(guān)性。

2.3.2 水稻相對氣象產(chǎn)量與緯向環(huán)流指數(shù)變化 華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量與生育期亞洲環(huán)流緯向度的交叉小波功率譜和協(xié)譜的時(shí)頻分布如圖7所示。圖7a表明兩者之間在2～4、6～8、10～12年上表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系；8～10年以及12年之后的尺度上兩者為負(fù)相關(guān)。由圖7b可見，年際尺度上，兩者之間以正相關(guān)為主；年代際尺度上，兩者之間存在較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)性；對于4～6年尺度，1951～1966以及1991～1995年兩者為負(fù)相關(guān)；16年尺度上，兩者之間在1985年之前表現(xiàn)為較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)。

圖6、圖7表明，華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量與生育期亞洲經(jīng)向、緯向環(huán)流指數(shù)之間存在不同頻率尺度和不同時(shí)域的相關(guān)關(guān)系且相關(guān)程度也不同，取決于兩者的時(shí)頻域聯(lián)合統(tǒng)計(jì)特征。

2.3.3 東亞季風(fēng)環(huán)流指數(shù)變化對水稻產(chǎn)量的影響 東亞季風(fēng)的建立與大氣環(huán)流的變化密切相關(guān)，亞洲經(jīng)向環(huán)流的強(qiáng)弱直接影響夏季水汽的南北輸送和冬季極地冷空氣的南下，緯向環(huán)流的強(qiáng)弱和位置變化既影響冬季東亞中高緯度地區(qū)的溫度梯度又影響夏季雨帶位置的南移和北進(jìn)[24]。當(dāng)亞洲地區(qū)大氣環(huán)流的經(jīng)向動(dòng)量強(qiáng)度增大時(shí)，東亞夏季風(fēng)增強(qiáng)，有利于熱帶水汽向北輸送，從而易使華東地區(qū)降水增多；反之，華東地區(qū)干旱少雨，而干旱少雨天氣自然氣溫偏高。當(dāng)亞洲緯向環(huán)流動(dòng)量強(qiáng)度增大時(shí)，不利于極地冷空氣南下，東亞冬季風(fēng)減弱，使得華東地區(qū)氣溫偏高；反之，華東地區(qū)氣溫偏低。由此可以認(rèn)為，亞洲經(jīng)向環(huán)流量減弱以及緯向量增強(qiáng)引起東亞季風(fēng)環(huán)流變化使得華東地區(qū)氣溫升高是引起該區(qū)域水稻氣象產(chǎn)量下降的原因。大氣環(huán)流振蕩變化使得華東地區(qū)氣溫上升，從而導(dǎo)致該區(qū)域水稻產(chǎn)量發(fā)生年際和年代際變化。

3 小結(jié)與討論

采用連續(xù)小波變換和交叉小波變換等方法，分析了1951～2006年華東地區(qū)水稻產(chǎn)量和東亞季風(fēng)的時(shí)頻變化特征，探討了相對氣象產(chǎn)量與東亞季風(fēng)環(huán)流之間的相關(guān)關(guān)系。主要結(jié)果如下。

1）1951～2006年間華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量呈下降趨勢，同期亞洲環(huán)流經(jīng)向度呈顯著下降趨勢，緯向度增勢不明顯；氣候變暖對水稻生產(chǎn)不利，且遠(yuǎn)大于降水量減少所產(chǎn)生的影響。

2）華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量與同期亞洲環(huán)流指數(shù)變化的時(shí)頻結(jié)構(gòu)特征具有相似性，兩者間存在頻率尺度相近的周期性變化，時(shí)域分布也存在一定的對應(yīng)關(guān)系，年代際尺度上更為明顯。

3）華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量與同期亞洲經(jīng)向環(huán)流指數(shù)在全頻域上整體呈正相關(guān)關(guān)系；年代際尺度的周期性明顯強(qiáng)于年際尺度，14年尺度左右兩者正相關(guān)程度最大；少數(shù)頻率尺度上呈較弱的負(fù)相關(guān)，如準(zhǔn)2、4、6年以及18年之后。

4）華東地區(qū)水稻相對氣象產(chǎn)量與同期亞洲緯向環(huán)流指數(shù)在2～4、6～8、10～12年尺度的共振頻率上表現(xiàn)為正相關(guān)；8～10年以及12年之后的尺度上兩者表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)；年代際尺度共振的周期性略強(qiáng)于年際尺度的共振，14年左右兩者的負(fù)相關(guān)程度最大。

東亞季風(fēng)—區(qū)域氣候變化—水稻產(chǎn)量，亞洲經(jīng)向環(huán)流減弱導(dǎo)致東亞夏季風(fēng)強(qiáng)度減弱、熱帶水汽輸送量減少，亞洲緯向環(huán)流增強(qiáng)影響極地冷空氣南下，兩者的共同作用使得華東地區(qū)氣溫顯著升高。氣候變暖導(dǎo)致的氣象災(zāi)害頻發(fā)以及氣候資源的變化最終導(dǎo)致該區(qū)域水稻減產(chǎn)。

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