肖 芳,桑 婧,王海梅

內(nèi)蒙古自治區(qū)生態(tài)與農(nóng)業(yè)氣象中心, 呼和浩特 010051

植物物候是指植物受生物因子(遺傳等)和非生物因子(氣候等)的影響,其營(yíng)養(yǎng)生長(zhǎng)和繁殖生長(zhǎng)表現(xiàn)出的以年為周期的季節(jié)性變化,如植物的發(fā)芽、展葉、開(kāi)花、落葉等[1]。隨著全球氣候變暖,氣候變化研究成為了全球關(guān)注的一個(gè)重要問(wèn)題,而植物物候現(xiàn)象不僅是季節(jié)變化的反映,也是生態(tài)系統(tǒng)對(duì)全球氣候變化的響應(yīng),是反映氣候與環(huán)境變化的重要指標(biāo)[2,3],因此,植物物候研究也是植被-氣候關(guān)系研究的重要環(huán)節(jié)。植物物候的改變能夠指示環(huán)境變化對(duì)植物生理活動(dòng)的影響[4]。氣溫、降水、光照等氣象要素的變化會(huì)顯著影響植物的物候期,其中,溫度被認(rèn)為是影響植物物候的重要?dú)夂蛞蜃覽5,6]。春季物候期和開(kāi)花期提前、秋季物候期推遲、植物生長(zhǎng)季延長(zhǎng)已成為一種全球的變化趨勢(shì),且越早開(kāi)花的植物春季物候期對(duì)溫度升高的響應(yīng)越強(qiáng)烈[7]。

鄂溫克族自治旗(以下簡(jiǎn)稱(chēng)鄂溫克旗)位于呼倫貝市西南部,大興安嶺西側(cè),屬于中溫帶半干旱氣候區(qū)[8]。呼倫貝爾地域廣闊,地形復(fù)雜,受下墊面狀況影響,氣候變化具有明顯的空間地理屬性差異,是全球氣候變化的敏感區(qū)域[9,10]。鄂溫克旗是呼倫貝爾草原的重要組成部分,是我國(guó)北方主要的防風(fēng)固沙生態(tài)區(qū),也是全國(guó)重要的草原畜牧業(yè)生產(chǎn)基地,是迄今為止保護(hù)最為完好的溫性草地資源[11]。近年來(lái),隨著全球氣候的變化,鄂溫克旗牧草發(fā)育期也發(fā)生了顯著的改變。然而,有關(guān)氣候變化對(duì)鄂溫克旗主要牧草物候影響的研究鮮有報(bào)道。為此,本研究基于鄂溫克旗歷年氣象和牧草觀(guān)測(cè)資料,探討牧草生育期對(duì)氣候變化的響應(yīng)及其與水熱因子的對(duì)應(yīng)關(guān)系,為該區(qū)域牧草發(fā)育生物學(xué)的研究提供科學(xué)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

研究區(qū)設(shè)在內(nèi)蒙古呼倫貝爾市鄂溫克旗牧業(yè)氣象試驗(yàn)站(119°45′02″E,49°9′06″N)。試驗(yàn)站附近草地類(lèi)型主要為典型草原,屬于溫帶半干旱大陸性季風(fēng)氣候,年均氣溫-1.5℃,無(wú)霜期113 d,年均降水量325.6 mm,年均蒸發(fā)量1497 mm,牧草產(chǎn)量在1400 kg/hm2左右,且牧草具有良好的品質(zhì)特點(diǎn)[12,13]。植被類(lèi)型主要以禾本科的大針茅(Stipabaicalensis)和羊草(Leymuschinensis)等優(yōu)勢(shì)種為主,此外還有冰草(Agropyroncristatuml),早熟禾(Poaannua)、日陰菅(Carexpediformis)等伴生種。

1.2 研究方法

1.2.1觀(guān)測(cè)資料的收集

本研究中4—9月牧草觀(guān)測(cè)資料和同期氣象資料分別來(lái)源于鄂溫克旗牧業(yè)氣象試驗(yàn)站和內(nèi)蒙古自治區(qū)氣象局；其中牧草觀(guān)測(cè)資料包括主要牧草的生育期,氣象數(shù)據(jù)包括氣溫、降水、日照時(shí)數(shù)等。該牧業(yè)氣象試驗(yàn)站地處典型草原,確定該地區(qū)的優(yōu)勢(shì)種大針茅和羊草為其代表性牧草,可代表當(dāng)?shù)啬敛莸目傮w生長(zhǎng)狀況。

由于鄂溫克牧業(yè)氣象試驗(yàn)站在觀(guān)測(cè)期內(nèi)發(fā)生了遷站,由原呼盟孟根楚魯畜牧氣象試驗(yàn)站(119°29′E,48°48′N(xiāo))(1983—1984年)觀(guān)測(cè)點(diǎn)遷至當(dāng)前觀(guān)測(cè)站址(119°45′02″E,49°9′06″N)。觀(guān)測(cè)地點(diǎn)改變使觀(guān)測(cè)序列的完整性與代表性受到破壞。因此,本研究數(shù)據(jù)均取遷站后新址所測(cè)時(shí)間序列資料。

1.2.2牧草生育期觀(guān)測(cè)方法

依據(jù)中國(guó)氣象局農(nóng)業(yè)氣象觀(guān)測(cè)規(guī)范規(guī)定,區(qū)域草場(chǎng)面積一般不小于10 km×10 km,選擇草場(chǎng)地內(nèi)的植物種類(lèi)能代表當(dāng)?shù)氐牟菰?lèi)型,不受人為干擾,且受小氣候的影響較小。觀(guān)測(cè)場(chǎng)地面積大小為50 m×50 m,生育期內(nèi)全封閉禁采食,作為固定觀(guān)測(cè)場(chǎng)多年重復(fù)觀(guān)測(cè)[14]。

牧草發(fā)育期觀(guān)測(cè)在牧草觀(guān)測(cè)場(chǎng)內(nèi)進(jìn)行。牧草返青期、開(kāi)花期和黃枯期分別以牧草返青、開(kāi)花和黃枯牧草數(shù)占植被總數(shù)50%為準(zhǔn),各主要發(fā)育期觀(guān)測(cè)指標(biāo)如下[15]：

返青期：春季目測(cè)牧草觀(guān)測(cè)場(chǎng)內(nèi)50%的牧草由黃轉(zhuǎn)青,且牧草地上部分的高度約1 cm；

開(kāi)花期：目測(cè)牧草觀(guān)測(cè)場(chǎng)內(nèi)50%的牧草開(kāi)花；

黃枯期：秋季目測(cè)牧草觀(guān)測(cè)場(chǎng)內(nèi)50%的牧草地上部分約有2/3枯萎變色。

1.2.3線(xiàn)性?xún)A向率及其檢驗(yàn)

利用一次線(xiàn)性方程來(lái)定量描述牧草生育期的多年變化特征：

Y=a+bx

(1)

式中,趨勢(shì)變率方程為dy/dx=b,b為傾向率,其值的大小反映線(xiàn)性變化速率的程度,值的符號(hào)反映趨勢(shì)變化的方向,符號(hào)為正(負(fù))表示隨時(shí)間的增加,牧草生育期推遲(提前)。其線(xiàn)性顯著程度,采用相關(guān)系數(shù)法進(jìn)行檢驗(yàn)[16]。

2 結(jié)果與分析

2.1 氣候條件年際變化規(guī)律

光、溫、水是影響天然牧草生長(zhǎng)發(fā)育的重要?dú)庀笠?本文分析了鄂溫克旗過(guò)去59年(1959—2017年)的年平均氣溫、年降水量、年日照時(shí)數(shù)的變化情況。

由圖1的分析可知,在過(guò)去的59年,鄂溫克旗年平均氣溫呈極顯著波動(dòng)增加趨勢(shì),氣溫傾向率為0.4℃/10a,是全國(guó)年平均氣溫傾向率(0.04℃/10a)[17]的10倍。1959—2017年間鄂溫克旗年平均氣溫為-1.38℃,年平均最低氣溫為-3.9℃(1969年),最高為1.2℃(2007年)。通過(guò)3a滑動(dòng)平均氣溫的變化趨勢(shì)可知,1959—2017年間,鄂溫克旗氣溫呈現(xiàn)“下降-上升-下降-上升”的階段性波動(dòng)變化趨勢(shì)：1959—1969年呈下降趨勢(shì),平均氣溫為-2.32℃；1970—2007年呈上升趨勢(shì),平均氣溫為-1.26℃；2008—2012年呈下降趨勢(shì),平均氣溫為-1.28℃；而2013—2017年又呈上升趨勢(shì),平均氣溫為-0.11℃；大針茅和羊草物候期監(jiān)測(cè)階段(1983—2017年)平均氣溫為-0.81℃,升溫最為明顯。1959—1982年的24年,只有5年的平均氣溫高于多年平均值,而1983—2017年的35年則有17年的平均氣溫高于多年平均值。

圖1 1959—2017年鄂溫克旗年平均氣溫、年降水量、年日照時(shí)數(shù)的變化趨勢(shì)Fig.1 Changes of annual average temperature, precipitation, and sunshine hours in Ewenki during 1959—2017

1959—2017年間,鄂溫克旗年均降水量呈微弱增加趨勢(shì),降水量變化曲線(xiàn)線(xiàn)性擬合傾向率為2.19 mm/10a(圖1)。年最大降水量為591.2 mm(2013年),最小值為210.5 mm(2007年)。在牧草物候監(jiān)測(cè)期(1983—2017年)的35年內(nèi),降水量以1.07 mm/10a的趨勢(shì)微弱減少,其中只有2016年年降水量高于多年平均值,其余年份全部低于多年平均值。從年降水量3a滑動(dòng)平均來(lái)看,降水量變化規(guī)律不明顯,存在一定階段性。

1959—2017年間,鄂溫克旗年日照時(shí)數(shù)呈微弱減少趨勢(shì),平均每10a減少7.12 h(圖1)。1959—2017年間,鄂溫克旗的年日照時(shí)數(shù)為2903.7 h,年最大日照時(shí)數(shù)為3101.4 h(2017年),最小值為2363.9 h(2003年)。牧草物候期監(jiān)測(cè)階段(1983—2017年)年日照時(shí)數(shù)微弱減少。

綜上所述,鄂溫克旗典型草原地區(qū)氣候總體呈現(xiàn)“氣溫顯著上升、降水量微弱增加、日照時(shí)數(shù)微弱減少”的特點(diǎn),氣候有“暖干化”趨勢(shì),氣候的顯著變化引起牧草物候期隨之發(fā)生相應(yīng)的變化。

2.2 牧草物候期特征

2.2.1返青期

基于鄂溫克旗1983—2017年主要牧草返青期資料,分析了大針茅和羊草返青期的變化情況,根據(jù)3a滑動(dòng)平均與線(xiàn)性趨勢(shì)建立線(xiàn)性擬合方程。從圖2分析可以看出,1983年以來(lái),大針茅和羊草的返青期均出現(xiàn)推遲現(xiàn)象,線(xiàn)性趨勢(shì)分析表明,大針茅返青期以每10年2.2 d的速度明顯推遲,羊草返青期以每10年1.4 d的速度推遲。由表1可見(jiàn),大針茅和羊草的平均返青日期分別為5月3日(123 d)和5月1日(121 d),大針茅和羊草返青發(fā)生日平均溫度分別為8.2℃、7.5℃,二者的變幅僅相差1 d,標(biāo)準(zhǔn)偏差值一樣。

圖2 1983—2017年鄂溫克旗大針茅和羊草返青期的變化Fig.2 Changes of onset dates of capillata and chinensis in Ewenki during 1983—2017

表1 1983—2017年鄂溫克旗大針茅和羊草物候期平均日期、相應(yīng)日均溫、物候極端值日期及變幅

Table 1 Phenological time series: average event dates, daily temperature, extreme phenophases, and variable amplitude of capillata and chinensis in Ewenki during 1983—2017

物候期Phenophase牧草Grass平均日期/d(Julian day) Average date溫度/℃Temperature最早日期/dEarliest date最晚日期/dLatest date變幅/dExtent標(biāo)準(zhǔn)偏差Standard deviation返青Reviving大針茅5.3(123)8.21998.4.23(112)2010.5.12(131)195.5羊草 5.1(121)7.52008.4.21(111)2010.5.10(129)185.5開(kāi)花Blooming大針茅8.13(223)18.52014.7.24(204)1994.9.10(252)4812.2羊草 7.2(183)20.02014.6.16(166)2009.8.8(219)5311.6黃枯Withering大針茅9.24(266)7.71988.9.18(261)1991.10.6(278)175.7羊草 9.25(268)11.31999.9.10(252)1991.10.6(278)265.9

2.2.2開(kāi)花期

從圖3大針茅和羊草開(kāi)花期變化可以看出,大針茅開(kāi)花期的變化趨勢(shì)不顯著,以0.3 d/10a的速度微弱提前；而羊草開(kāi)花期則呈現(xiàn)推遲現(xiàn)象,以每10年5.1 d的速度增加,但是推遲的趨勢(shì)不顯著。從牧草花序形成開(kāi)始,對(duì)溫度要求增加,大針茅和羊草的平均開(kāi)花期為8月13日(223 d)和7月2日(183 d),開(kāi)花發(fā)生日平均溫度分別為18.5℃和20.0℃(表1)。研究也表明,所有物候期中變異性最大的是開(kāi)花期,大針茅和羊草的平均變異系數(shù)分別為12.2和11.6；而且變異幅度最大的也是開(kāi)花期(大針茅和羊草分別為48 d和53 d)。

圖3 1983—2017年鄂溫克旗大針茅和羊草開(kāi)花期的變化Fig.3 Changes of blooming dates of capillata and chinensis in Ewenki during 1983—2017

2.2.3黃枯期

大針茅和羊草的黃枯期均出現(xiàn)不同程度的提前趨勢(shì)(圖4),線(xiàn)性趨勢(shì)分析表明,大針茅黃枯期以2.8 d/10a的趨勢(shì)顯著提前,而羊草黃枯期則以1.4 d/10a的趨勢(shì)提前(圖4)。大針茅黃枯的平均日期為9月24日(266 d),發(fā)生日平均溫度為7.7℃,平均變異系數(shù)為5.7(表1)；而羊草黃枯的平均日期為9月25日(268 d),發(fā)生日平均溫度11.3℃以上。大針茅和羊草黃枯期的變異幅度相差9 d,標(biāo)準(zhǔn)偏差僅相差0.2,二者的變幅相對(duì)較為穩(wěn)定,變異幅度波動(dòng)相對(duì)較小。

圖4 1983—2017年鄂溫克旗大針茅和羊草黃枯期的變化Fig.4 Changes of withering dates of capillata and chinensis in Ewenki during 1983—2017

2.2.4生長(zhǎng)季

由圖5的分析可見(jiàn),1983年以來(lái),鄂溫克旗大針茅和羊草生長(zhǎng)季長(zhǎng)度均出現(xiàn)不同程度的縮短趨勢(shì),分別以4.6 d/10a和3.4 d/10a的速度明顯縮短,其中羊草生長(zhǎng)季的變化幅度明顯大于大針茅。

圖5 1983—2017年鄂溫克旗大針茅和羊草生長(zhǎng)季的變化Fig.5 Changes of growing season of capillata and chinensis in Ewenki during 1983—2017

2.3 氣候變化對(duì)物候期的影響

利用地面觀(guān)測(cè)氣象數(shù)據(jù),采用線(xiàn)性相關(guān)方法,對(duì)大針茅和羊草主要生育期與氣象單因子及多因子綜合關(guān)系進(jìn)行分析。在前人研究基礎(chǔ)上[5,15,18],本文考慮3個(gè)月的滯后效應(yīng),分別計(jì)算不同生育期與當(dāng)月及超前3月氣溫、降水及日照時(shí)數(shù)的相關(guān)系數(shù)。

2.3.1牧草物候期與氣候因子的相關(guān)性分析

通過(guò)大針茅和羊草返青期、開(kāi)花期、黃枯期與當(dāng)前及超前3個(gè)月平均氣溫、降水量和日照時(shí)數(shù)的相關(guān)分析(表2)可以看出,大針茅返青期只與氣溫存在直接聯(lián)系,其中與返青期前2個(gè)月(3月份)和1個(gè)月(4月份)的平均氣溫極顯著負(fù)相關(guān)(P< 0.01)；大針茅開(kāi)花期和黃枯期分別與前2個(gè)月和前1個(gè)月降水量極顯著負(fù)相關(guān)(P< 0.01)和顯著正相關(guān)(P< 0.05)。對(duì)于羊草而言,返青期與前1個(gè)和2個(gè)月的平均氣溫分別呈極顯著(P< 0.01)和顯著(P< 0.05)負(fù)相關(guān),與前1個(gè)月的降水量顯著正相關(guān)(P< 0.05)；而開(kāi)花期與平均氣溫、降水量和日照時(shí)數(shù)均無(wú)直接聯(lián)系；黃枯期與前2個(gè)月的平均氣溫、當(dāng)月的平均氣溫、當(dāng)月的日照時(shí)數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)(P< 0.05)。

表2 大針茅和羊草物候期與同期及超前3個(gè)月氣溫、降水和日照時(shí)數(shù)的相關(guān)性分析

Table 2 Correlation between phenological and synchronal and leading three month air temperature, precipitation and sunshine hours in capillata and chinensis

物候期Phenophase牧草Grass生育期平均日期Mean onset datesT3T2T1TP3P2P1PS3S2S1S返青Reviving大針茅5.3-0.221-0.468??-0.597??0.0140.2270.2190.3470.1650.071-0.0960.130-0.153羊草5.1-0.189-0.426?-0.680??-0.0150.1930.1300.409?0.2900.076-0.1360.0910.095開(kāi)花Blooming大針茅8.13-0.2430.1570.312-0.0170.064-0.588??-0.2320.1450.0900.3270.0190.021羊草7.2-0.1590.277-0.251-0.0240.3210.0470.142-0.0600.083-0.018-0.2500.282黃枯Withering大針茅9.24-0.325-0.300-0.195-0.1760.2130.0340.439?0.053-0.1360.050-0.311-0.222羊草9.25-0.271-0.378?-0.315-0.364?0.1270.1890.2790.331-0.143-0.015-0.113-0.398?

*表示相關(guān)系數(shù)通過(guò)0.05顯著性檢驗(yàn)水平,**為通過(guò)0.01顯著性檢驗(yàn)水平；Temperature、Precipitation和Sunshine分別為生育期出現(xiàn)當(dāng)月平均氣溫、降水量及日照時(shí)數(shù),數(shù)字表示超前的月份,如：T3表示超前3個(gè)月的氣溫,P2表示超前2個(gè)月的降水量,S1表示超前1個(gè)月的日照時(shí)數(shù)

2.3.2多因子逐步回歸分析

大針茅和羊草物候期與平均氣溫、降水量、日照時(shí)數(shù)的相關(guān)性分析表明,單因子相關(guān)分析很難判斷氣候變化對(duì)牧草生育期的影響。因此,本文將大針茅和羊草生育期多年平均日期的當(dāng)前月及超前3個(gè)月的平均氣溫、降水量、日照時(shí)數(shù)作為潛在影響因子,進(jìn)行逐步回歸分析,并對(duì)各氣候因子與牧草生育期進(jìn)行偏回歸分析,討論平均氣溫、降水量、日照時(shí)數(shù)對(duì)牧草生育期的綜合影響,以此揭示其主導(dǎo)影響因子(表3),并建立大針茅和羊草主要物候期的氣候模型。

(1)返青期：以大針茅返青期(y1)和羊草返青期(y2)作為因變量,各氣候因子作為自變量,建立大針茅和羊草返青期與其影響的氣候因子的關(guān)系模型：

y1=94.418+0.182P1-0.386T2-0.794T1

(2)

y2=101.283+0.199P1-0.674T2-1.664T1

(3)

大針茅返青期除了受超前1個(gè)月的4月降水量(P1)外,超前1個(gè)月和2個(gè)月氣溫(T1和T2)也是影響其返青的重要因素,三個(gè)因子共同解釋約1/3的大針茅返青期變化,但起主導(dǎo)作用的仍是超前1個(gè)月的4月氣溫,其偏相關(guān)系數(shù)通過(guò)0.01的顯著性水平檢驗(yàn)。3、4月氣溫升高返青期提前。羊草返青期與大針茅返青期的變化規(guī)律一致,同樣受超前1個(gè)月的4月降水量(P1)、超前1個(gè)月和2個(gè)月氣溫(T1和T2)的共同影響,三個(gè)因子共同解釋40%多的羊草返青期變化。

(2)開(kāi)花期：以大針茅開(kāi)花期(y3)作為因變量,各氣候因子作為自變量,建立大針茅開(kāi)花期與其影響因子的關(guān)系模式為：

y3=201.262-0.222P2

(4)

從表3中氣溫或降水與大針茅顯著的偏相關(guān)系數(shù)可以發(fā)現(xiàn),相比返青期,開(kāi)花期更多地受降水的影響。大針茅開(kāi)花期主要受同期6月降水的主導(dǎo),解釋了32%的變化,偏相關(guān)系數(shù)通過(guò)0.01的顯著性水平檢驗(yàn),6月降水量越多越有利于牧草開(kāi)花。

(3)黃枯期：以大針茅黃枯期(y4)和羊草黃枯期(y5)作為因變量,各氣候因子作為自變量,建立大針茅和羊草黃枯期與其影響因子的關(guān)系模式：

y4=241.969-0.047S1-1.100T3+0.066P1

(5)

y5=267.967-1.477T-1.676T2+0.086S

(6)

大針茅黃枯期除了受前1個(gè)月日照時(shí)數(shù)(S1)的影響外,還受前3個(gè)月氣溫(T3)和超前1個(gè)月降水(P1)的影響,但是受前1個(gè)月日照時(shí)數(shù)和前3個(gè)月氣溫的影響較小,起主導(dǎo)作用的是超前1個(gè)月的8月降水量,其偏相關(guān)系數(shù)通過(guò)0.05的顯著性水平檢驗(yàn)。羊草黃枯期受當(dāng)月氣溫、超前2個(gè)月氣溫和當(dāng)月日照時(shí)數(shù)的共同影響,三者的偏相關(guān)系數(shù)均通過(guò)0.05的顯著性水平檢驗(yàn),說(shuō)明當(dāng)月及超前2個(gè)月的氣溫越高,日照時(shí)數(shù)越短,羊草的枯黃期就越提前。

表3 物候期與同期及超前3個(gè)月平均氣溫、降水量和日照時(shí)數(shù)逐步回歸方程參數(shù)及偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

Table 3 Parameters of stepwise regression between phenophase and synchronal and leading three month air temperature, precipitation, and sunshine time

物候期Phenophase牧草Grass回歸步數(shù)Steps變量名Variable變量偏向關(guān)檢驗(yàn)Partial regress testing回歸方程參數(shù)Regression testing偏相關(guān)系數(shù) Partial correlation coefficientPR2Ra2FP返青Reviving大針茅1P10.3470.100.1200.0903.9590.0562T2-0.4680.010.2190.1928.1130.0083T1-0.5970.010.3560.33416.0530.000羊草1P10.4090.050.1670.1385.8110.0222T2-0.4260.010.1820.1536.4370.0173T1-0.6800.050.4620.44424.9170.000開(kāi)花Blooming大針茅1P2-0.5880.010.3460.31712.1630.002羊草0———————黃枯Withering大針茅1S10.3110.100.0970.0653.0080.0942T3-0.3250.100.1060.0743.3100.0803P10.4390.050.1930.1646.6750.015羊草1T-0.3040.050.1320.1014.2740.0482T2-0.3780.050.1430.1124.6640.0403S-0.3980.050.1590.1295.2850.029

Temperature、Precipitation和Sunshine分別為生育期出現(xiàn)當(dāng)月平均氣溫、降水量及日照時(shí)數(shù),數(shù)字表示超前的月份,如：T3表示超前3個(gè)月的氣溫,P2表示超前2個(gè)月的降水量,S1表示超前1個(gè)月的日照時(shí)數(shù)

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

文章利用統(tǒng)計(jì)分析及趨勢(shì)分析等數(shù)理統(tǒng)計(jì)方法,探討了內(nèi)蒙古鄂溫克旗典型草原地區(qū)1959—2017年的氣候變化特征,及其優(yōu)勢(shì)牧草物候的變化趨勢(shì)和物候期與當(dāng)前及前期氣象要素間的關(guān)系,主要結(jié)論如下：

(1)在過(guò)去的59年,鄂溫克旗典型草原地區(qū)年平均氣溫呈極顯著波動(dòng)增加趨勢(shì),年降水量微弱增加,而年日照時(shí)數(shù)微弱減少,氣候總體呈“暖干化”趨勢(shì)。

(2)1983—2017年的30多年來(lái),大針茅和羊草的返青期均出現(xiàn)推遲現(xiàn)象,大針茅返青期推遲顯著,而羊草返青期推遲不明顯；大針茅開(kāi)花期以0.3 d/10a的速度微弱提前,而羊草開(kāi)花期則出現(xiàn)推遲現(xiàn)象；大針茅和羊草的黃枯期均提前,大針茅黃枯期提前趨勢(shì)顯著,而羊草黃枯期以1.5 d/10a的趨勢(shì)提前；大針茅和羊草生長(zhǎng)季均顯著縮短。

(3)物候期與當(dāng)前及超前3個(gè)月的平均氣溫、降水量和日照時(shí)數(shù)的單因子線(xiàn)性分析結(jié)果顯示,氣溫升高和降水量增加均會(huì)使返青期提前,氣溫升高使得黃枯期提前,而降水量增加則使得黃枯期推遲。最小二乘回歸法分析表明,前2個(gè)月的降水量能夠解釋大針茅開(kāi)花期32%的變異性。

3.2 討論

許多研究表明,在全球氣候變暖背景下,北半球中高緯度地區(qū)植被生長(zhǎng)季延長(zhǎng),具體表現(xiàn)為春季物候期顯著提前、秋季物候期微弱推遲[19-21]。本文的研究表明,鄂溫克旗典型草原大針茅和羊草物候期的變化與上述結(jié)論不同,大針茅和羊草的返青期均表現(xiàn)出推遲的趨勢(shì),而兩種牧草的黃枯期呈提前趨勢(shì),此結(jié)果與張鋒等[22]對(duì)內(nèi)蒙古克氏針茅草原植物物候的變化研究得出的結(jié)論一致。

相關(guān)性研究表明,氣溫升高牧草返青期提前,而日照時(shí)數(shù)對(duì)返青期的影響不顯著。夏季氣溫和降水量對(duì)大針茅開(kāi)花的影響較大,對(duì)羊草的影響則不顯著。秋季物候與氣溫呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,即氣溫升高黃枯期提前,而與降水量呈正相關(guān)關(guān)系,即秋季降水增加會(huì)使得牧草黃枯期推遲。單因子線(xiàn)性相關(guān)分析有時(shí)能夠揭示氣候變化對(duì)牧草物候期影響,如羊草開(kāi)花期和黃枯期主導(dǎo)影響因子在兩種分析方式下均得到一致的結(jié)果。但多數(shù)情況下,單因子分析由于忽略了因子間的相互作用,可能會(huì)得出不正確的結(jié)論[23]。Chen等[24]指出線(xiàn)性回歸不能明確判斷物候期變化趨勢(shì)與冬季氣溫之間的關(guān)系。如,大針茅開(kāi)花期由于受氣溫和降水多個(gè)因子的共同影響,不能從單因子分析中被檢測(cè),本文使用偏最小二乘回歸法,最終檢測(cè)出前2個(gè)月的降水量就可以解釋3成多大針茅開(kāi)花期的變化。

致謝：馮旭宇提供牧業(yè)氣象觀(guān)測(cè)資料。