趙 杰,唐紅忠,黃桂東,潘啟學
(貴州省黔南自治州氣象局,貴州 都勻 558000)
黔南是農業(yè)大州,油菜種植歷史悠久且地域分布廣,是黔南主要夏收作物之一。油菜生長發(fā)育期經(jīng)歷秋季、冬季及春季3個季節(jié),受氣象條件影響較大。近年來,以觀賞油菜花為載體的鄉(xiāng)村旅游活動在各地興起,在花開時節(jié),各地都迫切想了解油菜花盛花期的時間,以便提前部署相應的活動。因此,油菜花的花期預報及服務在農業(yè)、旅游業(yè)等方面既有較大需求,也有很大的實用價值。但油菜的抽薹、開花需要適宜的溫度、日照等氣象條件才順利發(fā)育。如2012年1月—3月上旬,全州出現(xiàn)持續(xù)低溫陰雨天氣,各地的油菜生育期推遲,花期相應推遲。針對油菜,已有學者研究了氣溫對油菜的影響[1],以及熱量條件對油菜雄性不孕不育系育性的影響[2],目前黔南州對這方面也有研究,如荔波縣油菜花盛花期的預報[3]?;ㄆ陬A報有芽生長量測量統(tǒng)計預報法[4-5],積溫物候預報法[6]、逐步回歸方法[3,7-10]等方法。本文采用逐步回歸分析方法,建立惠水縣油菜花開花、盛花期的預報模型,為今后全州油菜花盛花期研究打下基礎。
本文采用惠水縣農業(yè)氣象站1981—1988年以及2014—2017年的油菜花觀測資料以及逐日降水、平均氣溫和日照資料。由于1989—2013年惠水縣農業(yè)氣象站改為觀測小麥以及遷站等原因,造成缺乏油菜花觀測資料。文中旬最高氣溫指各旬逐日平均氣溫中最高值,同理可得旬最低氣溫。
對盛花期資料處理,由下式進行距平分析:
yt=Yt-Y
式中yt為盛花期距平,當yt為正值時,盛花期晚于常年,當yt為負值時,盛花期早于常年;Yt為某年油菜花盛花期時間;Y為盛花期平均時間,黔南常年為3月5日,剔除離散程度較大的年份后,盛花期平均時間修訂為3月7日。
為了保證預報時效,建模時段選擇12月上旬—次年2月中旬,采用SPSS進行相關性分析和逐步回歸分析,建立油菜花的預報模型。
研究指出[10],當環(huán)境溫度在最低和最適溫度之間時,生物體內的生理生化反應會隨著溫度的升高而加快,代謝活動加強,從而加快生長發(fā)育速度。統(tǒng)計油菜從抽薹期到盛花期的天數(shù)(N)和同期平均氣溫(T),以1/N作為發(fā)育速率(Y),與N天內的平均氣溫T(X)進行回歸分析,得到生長速率與平均氣溫的散點圖及其擬合直線(圖1a)。從擬合直線看出,發(fā)育速率與氣溫呈反比關系,與事實不符,方程R2=0.185,顯著性α=0.163,方程不能通過顯著性檢驗;觀察散點圖,可以看出有1個點離散程度較大,對擬合結果有較大程度的影響,舍棄該點后得到其擬合直線與散點圖(圖1b),由該擬合方程得到下限溫度為-0.3 ℃,方程R2=0.168,顯著性α=0.21,方程依然不能通過顯著性檢驗,觀察散點圖可發(fā)現(xiàn)仍有1個點離散程度較大,故舍棄這兩個離散程度較大的點,重新進行回歸分析,得到新的散點圖以及擬合直線(圖1c);從圖1c看出,發(fā)育速率與溫度之間具有良好的相關趨勢。
圖1 油菜發(fā)育速率(1/N)與統(tǒng)計時段平均氣溫(T)的散點圖及其擬合直線(a、所有數(shù)據(jù),b、舍棄1個離散點,c、舍棄2個離散點)Fig.1 The Scatterplot of rapeseed development rate(1/N) and mean temperature in statistical period(T) and its fitting line(a, all data, b, discard 1 discrete point, c, discard 2 discrete points)
通過SPSS分析,得到發(fā)育速率Y與統(tǒng)計時段平均氣溫X的直線回歸方程:Y=0.005X-0.015,其相關系數(shù)通過了α=0.005的顯著性檢驗。當溫度低于下限溫度時,油菜停止發(fā)育,即Y=0,此時X=3 ℃ 。由此可知,惠水縣油菜發(fā)育的下限溫度為3 ℃。
活動溫度是指大于生長下限溫度的日平均溫度[11],統(tǒng)計惠水逐年12月1日—次年平均盛花期(3月7日)的活動積溫,利用SPSS軟件求得逐年活動積溫與逐年盛花期距平的相關系數(shù)為-0.858,通過了0.01的顯著性檢驗,表明二者之間存在明顯的負相關關系。這與“越冬期活動積溫越高、盛花期就越早,反之,盛花期越晚[7]”結論一致。
從惠水縣油菜花盛花期距平與活動積溫變化趨勢(圖2)看出,活動積溫與盛花期距平呈明顯的負相關性。冬季活動積溫越高,溫度累積越充足,油菜花盛花期越早;反之,冬季活動積溫越低,越不利于油菜花正常開花生長。
圖2 惠水縣油菜花盛花期距平與活動積溫變化趨勢Fig.2 Full flowering period anomalies and active accumulative temperature charts of rapeseed in Huishui county
油菜花越冬期不同時段的氣象因子對盛花期的影響各不相同,由表1看出:氣溫因子影響較大,尤其是12月下旬—次年1月中旬溫度影響最為明顯;降水、日照因子影響較小。由表1還可以看出,惠水油菜花盛花期距平與大部分氣溫因子呈負相關,其中12月下旬—次年1月上旬的旬最低氣溫、旬最高氣溫和旬平均氣溫的負相關達到顯著水平(α=0.05),同時1月中旬的旬最低氣溫的負相關性也達到了顯著水平(α=0.05)。但12月上旬的旬最高氣溫、旬平均氣溫與盛花期距平均呈現(xiàn)出正相關關系,而與旬最低氣溫呈現(xiàn)出負相關關系,這主要是油菜花在休眠期需要一定的低溫來解除芽的自然休眠,該時期內最高氣溫、平均氣溫偏高,影響(甚至是抑制)油菜花休眠期的需冷量累積,使得盛花期延遲[7]。
降水和日照與盛花期的距平相關性不太敏感,但是盛花期距平與各旬降水大多數(shù)為弱的正相關,盛花期距平與各旬日照時數(shù)大多數(shù)呈負相關性(見表1)。這主要是降水偏多時,日照也相應地偏少,氣溫偏低;活動積溫越低,盛花期距平值就越大。
表1 惠水縣油菜花盛花期距平與氣象因子的相關系數(shù)分布Tab.1 Correlation coefficient of full flowering period anomalies and meteorological factors of rapeseed in Huishui County
注:*為通過0.05顯著性水平檢驗
利用SPSS軟件對盛花期距平與40個備選氣象因子做逐步回歸。備選因子包含12月上旬—次年2月中旬的旬平均氣溫、旬最低氣溫、旬最高氣溫、旬降水、旬日照,最后得到預報方程:
Y=19.16-1.998X1-3.122X2-1.678X3+0.269X4+1.302X5+0.345X6
式中Y為盛花期距平,X1為12月下旬平均氣溫,X2為1月下旬最低氣溫,X3為1月中旬最高氣溫,X4為1月中旬日照,X5為1月下旬平均氣溫,X6為12月下旬降水。
方程調整后R2=0.99,F(xiàn)=1 189.099,擬合方程回歸平方差847.744,剩余平方差0.356,總平方差848.1。
利用模型可以在2月21日做出當年的油菜花盛花期預報,從模型入選因子來看,溫度、日照和降水對油菜盛花期都有影響,從方程各項系數(shù)可以看出,溫度因子明顯比降水因子和日照因子更敏感。
利用建立的預報模型,擬合油菜花盛花期距平,得出油菜花盛花期預報模型的模擬效果很好,擬合距平與實際距平相關系數(shù)高達0.999,平均絕對誤差0.1,除了1982年存在1 d誤差外,其余9 a沒有誤差(見表2)。
①惠水縣油菜生長下限溫度為3 ℃,當溫度低于此下限溫度時停止發(fā)育。油菜花的盛花期與越冬期活動積溫有明顯的相關性,相關系數(shù)為-0.858,越冬期活動積溫越高,盛花期越早,反之,越冬期活動積溫越低,盛花期越晚。
②盛花期與冬季各旬的氣溫、日照、降水也有一定的關系,氣溫因子影響較大,降水、日照因子影響較小,盛花期距平與溫度因子和日照因子呈負相關,與降水因子呈正相關,其中12月下旬—1月中旬的旬最低氣溫、旬最高氣溫和旬平均氣溫的負相關達到顯著水平(α=0.05),同時1月上旬的旬最低氣溫的負相關性也達到了顯著水平(α=0.05)。
表2 惠水縣油菜花盛花期擬合距平、實際距平以及擬合誤差(單位:d)Tab.2 The simulation Anomalies、real Anomalies and deviation of the flowering period of rapeseed in Huishui County(Unit:d)
③盛花期預報模型對樣本具有較高的擬合,擬合距平與實際距平相關系數(shù)高達0.999,從模型入選因子來看,盛花期與溫度、日照和降水因子均有相關性,從方程各項系數(shù)可以看出,溫度因子明顯比降水因子和日照因子更敏感。
12月上旬的旬最高氣溫和旬平均氣溫與盛花期距平呈現(xiàn)正相關性,這可能與休眠期的需冷量累積有關[7]。預報模型所選因子與高相關系數(shù)因子存在一定的差異[3,7],還需要以后進一步探討。本文數(shù)據(jù)具有間斷性以及樣本數(shù)較少,所得結論還需進一步檢驗。