韓振成　梁國堅

摘要：將1986-2011年春花生單產分解為趨勢產量和氣候產量，各生育期氣象因子用適宜度函數(shù)進行處理，對各生育期氣象因子與氣候產量所做的相關與通徑分析發(fā)現(xiàn)，隨著生育期氣象條件的改變，春花生產量亦有較大變幅，與春花生產量密切相關的氣象因子有出苗-三真葉期日照時數(shù)、有效積溫，分枝-開花期土壤相對濕度以及下針-成熟期的平均氣溫。因子間存在明顯共線性，經逐步回歸篩選出對春花生產量起主要作用的六個因子：出苗-三真葉期日照時數(shù)是最主要影響因子，分枝-開花期土壤相對濕度次之，對產量正貢獻；三真葉-分枝期平均氣溫對產量負貢獻，但如果分枝-開花期土壤水分適宜會部分抵消這種不利，其影響列第三；三真葉-分枝期充足的光照利于產量，如果同期平均氣溫適宜效果更明顯；分枝-開花期光照過多、下針-成熟期≥15℃有效積溫充分常常與年度缺水有聯(lián)系，對產量提高不利，兩者影響力分列第五、六。造成春花生減產的主要氣象災害為旱災、漬澇和苗期與收獲期陰雨。適時播種，確保苗期生長所需的光照，并控制好春花生生長期水分供應可作為增產的一項重要措施。

關鍵詞：春花生；生育期；氣象條件；單產；影響

一、資料和方法

（一）資料來源

氣象資料和地段產量資料取自肥城國家氣象觀測站，肥城國家氣象觀測站屬于山東省農業(yè)氣象觀測基本站，承擔了春花生生育期觀測的任務，是山東省中西部地區(qū)唯一一家承擔該作物氣象觀測項目的臺站。觀測品種選用?；?號，觀測地段沙壤土，無灌溉條件，PH值6.5-7.3，肥力一般，地段產量水平中等，具備較好的代表性。

（二）資料處理

1.氣候產量

花生產量Y（t）是由氣候與生產力水平綜合作用的結果，我們把隨時間t延長、生產力水平提高、產量不斷上升的部分稱之為趨勢產量Yt（t），趨勢產量是時間函數(shù)，把由氣候變化引起的產量波動稱為氣候產量YW（t），則有以下公式：

Y（t）= YW（t）+Yt（t）+ Yω（t）（1）

式中：Yω（t）為干擾因子，它們的分離采用滑動平均法[12]，滑動平均是一種簡化的低通濾波模擬，若對春花生產量序列：y1，y2，y3，…，yi，…，yn采用五點滑動平均，則滑動平均值：

yti=（yi-2+yi-1+yi+yi+1+yi+2）/5（2）

對于n 年資料的初始值：

yt1=（3y1+ 2y2+ y3-y5）/5（3）

n 年資料的第二個值：

yt2=（4y1+ 3y2+ 2y3+ y4）/10（4）

n 年資料的倒數(shù)第二個值：

Yt（n-1）=（yn-3+ 2yn-2+ 3yn-1+ 4yn）/10（5）

n 年資料的末值：

Ytn=（-yn-4+ yn-2+ 2yn-1+ 3yn）/5（6）

從1986-2011年地段產量資料分析，春花生平均每公頃產量3080.6kg，但產量年際變化大，2000年達到歷史最高值4682.0kg/hm2，1989年1335.0kg/hm2為歷史最低值，用滑動平均法分離，可以看到氣象因子對產量影響明顯：氣候產量年際波動較大，2001年達到氣候最高值，2002年達到氣候最低值。

2.氣候產量的正態(tài)性檢驗

杜家菊等指出，對數(shù)據(jù)進行通徑分析前，需先對因變量進行正態(tài)性檢驗，如果服從正態(tài)分布則說明適用通徑分析，如果不服從則需進行非參數(shù)性檢驗。

對樣本數(shù)為26的氣候產量進行正態(tài)性檢驗，檢驗結果表明：Shapiro-Wilk Test統(tǒng)計量0.949，顯著性水平0.226大于0.05，服從正態(tài)分布。

3.氣象因子

環(huán)境條件對產量的影響是多因子綜合作用的結果，一般認為導致產量年際波動的氣象原因是光、熱、水等條件存在差異。春花生全生育期包括播種-出苗、出苗-三真葉、三真葉-分枝、分枝-開花、開花-下針和下針-成熟六個時期，每個時期的生長特點不同，對氣象條件的要求也不同。整理這些時期的氣象因子，并用相應的適宜度函數(shù)對這些因子進行定量化處理。

二、結果分析

（一）偏相關分析

選取1986-2011年春花生各生育期≥15℃有效積溫、平均氣溫、日照時數(shù)、土壤相對濕度及氣候產量共25個因子，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)作數(shù)據(jù)擬合，求得偏相關系數(shù)矩陣。

（二）回歸方程

選擇1986-2011年春花生氣候產量為因變量，各生育期≥15℃有效積溫、平均氣溫、日照時數(shù)和土壤相對濕度為自變量，用逐步回歸法進行多元線性回歸建立最優(yōu)回歸方程。

逐步回歸法篩選自變量直至建立最優(yōu)方程的各過程模型，表中的R值（回歸方程的相關系數(shù)）、R2值（決定系數(shù)）反映了自變量與因變量聯(lián)系的密切程度，取值范圍在0～1，越接近1越密切。隨著自變量被逐步引入回歸方程，R值和R2值在逐漸的增大，說明引入的自變量對產量的作用在增加，其中決定系數(shù)R2=0.977，剩余因子：

剩余因子值不大，說明模型有較好的代表性。

三、主要氣象災害

普查歷史資料，造成山東中西部地區(qū)春花生減產的主要氣象災害有旱災、漬澇、春秋連陰雨等，天氣對病蟲害有楊抑作用，進而影響產量，如：8-9月的陰雨很容易誘導、加劇花生銹病、葉斑病及青枯病的發(fā)生。

（一）干旱：干旱對春花生不同生育期均有影響，早期干旱會導致花生發(fā)芽出苗困難，缺苗多，直接影響產量；秋旱主要影響花生莢果發(fā)育和成熟，因而影響產量，并降低種子質量[29]。

（二）漬澇：春花生莢果成熟階段發(fā)生的漬澇對產量有大的影響，漬澇發(fā)生時土壤積水，造成花生莢果成熟慢、秕果多；已成熟的莢果容易掉莢發(fā)芽，且常引起銹病大發(fā)生，導致產量下降[30]。

（三）春秋連陰雨：播種期出現(xiàn)低溫陰雨天氣會影響春花生的適時播種和出苗，導致爛種、死苗，而收獲期陰雨天氣會造成秧苗陡長，爛秧爛果，不利于果實成熟，影響產量[31]。

春花生各生育期光、熱、水氣象因子較好的涵蓋了這些災害。

四、結論與討論

春花生產量隨氣候變化而波動，與生育期氣象條件有極為密切的關系，是光、熱、水這些氣象因子綜合作用的結果，要保持春花生高產，必須考慮這些因子。

春花生在不同生育期對氣象條件要求的重點不同，從播種、出苗到三真葉期是以苗全苗壯為重點，在三真葉、分枝、開花到下針期是以提高開花和結莢率為目標，從下針到成熟期則是以莢果充實、減少秕果為重點，因此根據(jù)春花生不同生育期對氣象條件的不同要求，分別考慮各個時期氣象條件對產量的影響，既能使問題簡化又能揭示問題的實質。

春花生每年進入各生育期的時間不同，生育期長短不一，固定從歷年相同時段考慮氣象條件的方法不能較好的代表生育期氣象條件，本文從每年生育期考慮，用生育期土壤相對濕度評價作物水分條件可以涵蓋旱、澇災害，比降水量代表性更好。為了更好地反映氣象條件與產量的關系，本文對光、熱、水因子用適宜度函數(shù)進行了處理。

通過對春花生生育期氣象因子與氣候產量所作的相關分析可以看出，出苗-三真葉期日照時數(shù)、分枝-開花期土壤相對濕度、三真葉-分枝期≥15℃有效積溫與下針-成熟期平均氣溫因子與產量線性相關顯著。經逐步回歸篩選出對春花生產量起主要作用的六個因子，包括：出苗-三真葉期光照、分枝-開花期水分條件、三真葉-分枝期氣溫，三真葉-分枝期光照以及下針-成熟期有效積溫，這些因子既直接作用于產量，又通過其他因子間接對產量產生影響。

參考文獻：

[1]胡志英.我國花生出口面臨的問題、原因及對策分析[J].對外經貿實務，2011，8：52-54.

[2]孫秀山.山東省不同生態(tài)區(qū)花生產量及產量性狀穩(wěn)定性分析[D].北京：中國農業(yè)大學碩士學位論文，2006：1.