全 文 ：书宁夏盐池牧草返青期预测及生产潜力初步分析
段晓凤１，２，张磊１，２，卫建国１，２，朱永宁１，２，杨洋３，金飞４
（１．宁夏气象防灾减灾重点实验室，宁夏 银川７５０００２；２．宁夏气象科学研究所，宁夏 银川７５０００２；
３．惠农气象局，宁夏 石嘴山７５３２００；４．吴忠气象局，宁夏 吴忠７５１１００）
摘要：为寻求合理有效的防治对策，进一步发展我区草地畜牧业生产，保持草原生态环境平衡和良性发展、控制水
土流失，开发气候资源，实现草地资源的可持续利用，改善生态环境等，通过探寻宁夏代表性天然牧草（禾本科、豆
科）的返青指标，运用ＳＰＳＳ数据分析软件建立返青期预测回归模型；运用迈阿密模型和ＴｈａｒｎｔｈｗａｉｔｅＭｅｍｏｒｉａｌ模
型计算牧草气候生产潜力。结果表明，禾本科牧草返青期为五日滑动平均气温稳定通过０℃初日后１１～１７ｄ；豆科
牧草返青的日期范围为预测日期的前４ｄ到后６ｄ；光合生产潜力的温度衰减幅度较小，而水分衰减幅度较大，水分
是牧草气候生产潜力的主要限制因子；牧草返青呈现逐年提早趋势，气候生产潜力随着时间的发展有略微增加，符
合气温升高、降水略微增加的气候变化趋势。
关键词：宁夏；牧草；返青期；气候生产潜力
中图分类号：Ｓ５４０．１；Ｑ９４５．７９　　文献标识码：Ａ　　文章编号：１００４５７５９（２０１４）０２０００１０８
犇犗犐：１０．１１６８６／ｃｙｘｂ２０１４０２０１　　
　　气候变化问题是２１世纪各国可持续发展中面临的重大课题。根据不同的气候情景模拟估计未来１００年中，
全球平均温度将上升１．４～５．８℃。从１９９０年起联合国政府间气候变化专业委员会（ＩＰＣＣ）已经进行了４次评
价，２００７年４月在布鲁塞尔ＩＰＣＣ第二工作组第四次评估报告指出，在人类社会各个经济领域未来气候变化的主
要影响是负面的。２０世纪中国气候变化趋势与全球变暖的总趋势基本一致。近百年来观测到的平均气温已经
上升了０．５～０．８℃，略高于全球平均，其中最暖的时期出现在２０世纪９０年代，最明显的地区是西北、华北和东
北。近些年的气候变化，导致各种自然灾害发生频率不断加大，如沙尘暴肆虐，同时造成森林覆盖率持续降低、草
原退化日趋严重、天然水域缩小、河道断流、水资源锐减、土地沙化面积扩大等，已严重影响到人们生活、生产的各
个方面，制约着社会经济的可持续发展。它警示人们关注气候变化，增强环境保护意识。
天然牧草的整个生命过程都是在环境中进行的。天然牧草生物量的形成与高低，很大程度上受制于区域气
候、土壤和牧草本身机能等因素，人为干扰较轻［１］。但对固定区域来讲，一定时间内其土壤性质、牧草种类组成等
变化相对平稳，表现出牧草生物量与气候因素密切相关，有着不可分割的内在联系［２］。有研究指出，降水量和气
温的变化是影响牧草生长及造成草地退化的主要自然因素［３１０］。在亚洲干旱和半干旱区，温度升高２～３℃并伴
随降水量的下降，草地生物量将下降４０％～９０％；而且，气候暖干化导致的植被退化现象很明显，并由此导致生
物总量大幅度减少，草场载畜能力大幅度降低。
关于宁夏天然牧草返青及生产潜力至今尚未有研究，因此，了解宁夏地区天然牧草的长势情况，分析宁夏地
区热量、气温、降水的变化趋势特点，对天然牧草返青及产量的影响及其关系，寻求合理有效的防治对策，对于进
一步发展我区草地畜牧业生产，保持草原生态环境平衡和良性发展，控制水土流失，开发气候资源，实现草地资源
的可持续利用、黄河流域的生态安全，改善生态环境，都具有十分重要的意义。
因此，气象科研、业务服务工作应该热忱地投入到研究天然牧草返青及产量这个重大任务中，这是我区畜牧
业生产，草原生态系统乃至全区生态系统持续发展的迫切需求，是气象业务工作不可缺少的一部分，并能够充分
发挥气象业务能力和水平，在国家“十二五”规划的良好环境中，对气象事业的繁荣和发展起到十分重要的作用。
本项目分析了气候变化背景下宁夏牧草的返青气象条件，得出返青预测指标与牧草气候生产潜力预报。
第２３卷　第２期
Ｖｏｌ．２３，Ｎｏ．２
草　业　学　报
ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ 　　
１－８
２０１４年４月
收稿日期：２０１３０５２０；改回日期：２０１３０７１０
基金项目：宁夏气象局２０１１年科学技术研究项目资助。
作者简介：段晓凤（１９８３），女，内蒙古呼和浩特人，助工，硕士。Ｅｍａｉｌ：ｄｘｌ＿１１２７＠１６３．ｃｏｍ
１　材料与方法
１．１　研究区概况
宁夏盐池县位于宁夏回族自治区东部，介于北纬３７°０４′～３８°１０′，东经１０６°３０′～１０７°４７′之间，北部与毛乌素
沙漠相连，南部与黄土高原相靠，在地理位置上是从黄土高原向鄂尔多斯台地的过渡地带，在气候上是从半干旱
向干旱区过渡地带，在植被上是从干草原向荒漠草原的过渡地带，在资源利用上是从农区向牧区的过渡地带。这
种地理上的过渡性造成了盐池县自然条件和资源的多样性、苛刻性和脆弱性。盐池县干旱少雨，风多沙大，有
“一年一场风，从春刮到冬”之说，８级以上的大风平均每年出现２３．４次，年平均降水量２９６．４ｍｍ，蒸发量２８９７
ｍｍ。据相关研究，近５０年来盐池县气温有明显上升的趋势，年平均气温呈线性升高趋势。冬季升温幅度最大，
夏季微弱。降水量的变化趋势不明显，显示略有增加的趋势，但秋季降水量有减少的趋势，在气候变化的大背景
下，过去５０年盐池县气候存在凉湿－凉干－暖干－暖湿的变化。
典型的地理位置和气候特征，使得盐池成为气候变化背景下研究天然牧草的最合适站点。盐池十年九旱，根
据历年调查，水分条件好的情况下禾本科作物才会大面积返青，因此，大多数年份盐池牧草以豆科为主，而且胡枝
子（犔犲狊狆犲犱犲狕犪犫犻犮狅犾狅狉）的历史记载资料比较齐全。因此本项目研究对象为盐池天然牧草的主要豆科植物胡枝子
和主要禾本科典型草种冰草（犃犵狉狅狆狔狉狅狀犮狉犻狊狋犪狋狌犿）为主（此两种牧草的资料比较齐全）。
１．２　资料与方法
胡枝子１９８２－２０１１年、冰草２００５－２０１１年的返青资料由盐池县局草原站提供，气象数据为盐池气象站
１９８２－２０１１年观测的逐日气温、降水、积温、蒸发量等。
将禾本科牧草五日滑动平均气温稳定通过０或３℃的初日与返青日期对比，找到禾本科牧草返青指标；将豆
科牧草五日滑动平均气温稳定通过１３℃初日、≥０或３℃积温作对比，再利用相关分析法得出豆科牧草返青的决
定性因子，运用ＳＰＳＳ数据分析软件建立回归模型，得出豆科牧草返青期预测模型。运用迈阿密模型和Ｔｈａｒｎｔｈ
ｗａｉｔｅＭｅｍｏｒｉａｌ模型［１１１８］计算牧草的气候生产潜力。
２　结果与分析
２．１　天然牧草的返青期预测
天然牧草返青主要受水热条件的制约。多年生牧草在经过秋冬几个月的黄枯期后，必须具备一定的热量和
水分条件后才能返青。对于荒漠、半荒漠和干旱草原，由于干旱严重，降水是决定牧草返青早晚的重要因子。水
分短缺时，温度即使较高，牧草也不一定返青。分析盐池站历年观测记录，胡枝子返青普遍在５月８－２０日，冰草
在３月２５－４月５日。
　　目前有关牧草返青的指标多采用五日滑动平均气
温稳定通过０或３℃的初日，也有以日平均气温稳定
通过０℃后１０ｄ为返青指标的，但上述指标只适用于
禾本科牧草，豆科牧草返青期与上述指标有很大的差
异，因此要分别分析其返青指标。
２．１．１　预测冰草返青期指标　通过对比冰草与五日
滑动平均气温稳定通过０或３℃的初日作对比，得出
冰草返青与五日滑动平均气温稳定通过０℃初日关系
更加密切（表１）。
冰草大多在五日滑动平均气温稳定通过０℃初日
后１１～１７ｄ返青（表１），因此，将五日滑动平均气温稳
定通过０℃初日后１１～１７ｄ作为冰草返青期预测的指
标。由于观测资料有限，因此，此指标有待于今后实地
观测进行检验。
表１　２００５－２０１１年冰草返青期与稳定通过０℃初日对比
犜犪犫犾犲１　犆狅狀狋狉犪狊狋狅犳狉犲狏犻狏犻狀犵犱犪狋犲狅犳狑犺犲犪狋犵狉犪狊狊犪狀犱狋犺犲犳犻狉狊狋
犱犪狔狊狋犪犫犾狔犲狓犮犲犲犱犲犱０℃犱狌狉犻狀犵２００５－２０１１
年
Ｙｅａｒ
实际返青日期
Ａｃｔｕａｌｒｅｖｉｖｉｎｇ
ｄａｔｅ（月．日
Ｍｏｎｔｈ．ｄａｙ）
稳定通过０℃初日
Ｔｈｅｆｉｒｓｔｄａｙｓｔａｂｌｙ
ｅｘｃｅｅｄｅｄ０℃
（月．日 Ｍｏｎｔｈ．ｄａｙ）
相差天数
Ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｏｆ
ｎｕｍｂｅｒｏｆ
ｄａｙｓ（ｄ）
２００５ ４．５ ３．２０ １５
２００６ ４．２ ３．２０ １２
２００７ ３．２６ ３．１５ １１
２００８ ３．２４ ３．９ １５
２００９ ３．２６ ３．１４ １２
２０１０ ３．３１ ３．１４ １７
２０１１ ４．２ ３．１６ １６
２ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１４） Ｖｏｌ．２３，Ｎｏ．２
２．１．２　胡枝子返青指标的探寻　现有预测牧草返青的指标有五日滑动平均气温稳定通过某一温度、某一积温和
水分条件等，下面进行胡枝子返青指标的探寻。
气温指标，本研究探讨了最接近牧草返青期的气温１３℃，即将五日滑动平均气温稳定通过１３℃初日作为胡
枝子返青的指标（表２）。
各年牧草返青期既有在气温≥１３℃初日之前的（１９８３，１９８５，１９９１，１９９２，１９９３，１９９８，２００４，２００８，２０１０，２０１１，
提前３～２０ｄ），还有在≥１３℃初日之后的（其余年份，推迟２～１８ｄ）。用１３℃初日作为牧草的返青期，偏早与偏
晚的年份相差达３８ｄ（２０＋１８）。因此，用日平均气温稳定通过１３℃的初日作为牧草返青的指标，至少在宁夏牧
区是不适宜的（表２）。
积温指标，通过分别分析≥０℃积温、≥３℃积温与牧草返青期（从４月１日算起的日序数）的相关关系，得出
牧草返青早晚与≥０℃积温变化的趋势一致，因此≥０℃积温与牧草返青期的早晚有着更加密切的关系（图１）。
表２　１９８２－２０１１年胡枝子返青期与气温稳定通过１３℃初日对比
犜犪犫犾犲２　犆狅狀狋狉犪狊狋狅犳狉犲狏犻狏犻狀犵犱犪狋犲狅犳犔犲狊狆犲犱犲狕犪犪狀犱狋犺犲犳犻狉狊狋犱犪狔狊狋犪犫犾狔犲狓犮犲犲犱犲犱１３℃犱狌狉犻狀犵１９８２－２０１１
年份
Ｙｅａｒ
返青日期
Ｒｅｖｉｖｉｎｇｄａｔｅ
（月．日 Ｍｏｎｔｈ．ｄａｙ）
稳定通过１３℃初日
Ｆｉｒｓｔｄａｙｓｔａｂｌｙｅｘｃｅｅｄｅｄ１３℃
（月．日 Ｍｏｎｔｈ．ｄａｙ）
年份
Ｙｅａｒ
返青日期
Ｒｅｖｉｖｉｎｇｄａｔｅ
（月．日 Ｍｏｎｔｈ．ｄａｙ）
稳定通过１３℃初日
Ｆｉｒｓｔｄａｙｓｔａｂｌｙｅｘｃｅｅｄｅｄ１３℃
（月．日 Ｍｏｎｔｈ．ｄａｙ）
１９８２ ５．２０ ５．１７ １９９７ ５．１１ ４．２８
１９８３ ５．１４ ５．２７ １９９８ ５．６ ５．２６
１９８４ ５．１２ ５．６ １９９９ ５．１２ ５．１
１９８５ ５．１２ ５．１９ ２０００ ５．８ ４．３
１９８６ ５．１０ ５．６ ２００１ ５．１６ ５．３
１９８７ ５．１６ ５．８ ２００２ ５．８ ５．６
１９８８ ５．３１ ５．１３ ２００３ ５．１１ ５．１１
１９８９ ５．２６ ５．１６ ２００４ ４．２６ ５．１７
１９９０ ５．１９ ５．７ ２００５ ５．８ ４．２５
１９９１ ５．８ ５．１１ ２００６ ５．１６ ５．１６
１９９２ ５．１０ ５．１８ ２００７ ５．８ ４．３
１９９３ ５．６ ５．１８ ２００８ ５．８ ５．１４
１９９４ ５．１６ ５．８ ２００９ ５．６ ４．３
１９９５ ５．１４ ５．７ ２０１０ ５．１６ ５．２１
１９９６ ５．１６ ５．１５ ２０１１ ５．１８ ５．２４
图１　≥０℃积温与返青序日数相关关系
犉犻犵．１　犚犲犾犪狋犻狅狀狊犫犲狋狑犲犲狀≥０℃犮狌犿狌犾犪狋犻狏犲狋犲犿狆犲狉犪狋狌狉犲犪狀犱犱犪狔狀狌犿犫犲狉狊狅犳狉犲狏犻狏犻狀犵　
３第２３卷第２期 草业学报２０１４年
　　由试验数据分析得：≥０℃积温与豆科牧草返青日
期相关系数达到０．７７。根据１９８２－２０００年牧草返青
记录和相应年份的积温数据，得出预测豆科牧草返青
期≥０℃积温指标：５４５～６９４℃。
利用２００１－２０１１年≥０℃积温资料，根据胡枝子
返青需满足的≥０℃积温指标，反推胡枝子牧草返青
期，检验≥０℃积温在预测豆科牧草返青时的适用性
（表３）。
除２００４年预测的牧草返青期与实际返青期不符，
其他均预测准确，准确率达到９０．１％（表３）。因此
０℃积温可以作为推算牧草返青期的一个参考指标。
２．１．３　降水指标　水分是影响盐池牧草返青的一个
主要因素，如１９９４，１９９５，１９９６，２００１，２００６年等均因为
上年秋季以来降水偏少而返青偏迟，因此要考虑其对
胡枝子返青的影响，试着建立更准确的预报模式。
分析盐池上年９月到来年３月３１日以来的降水
量与胡枝子返青期的相关性得出，降水量与牧草返青
呈明显正相关，在０．０１信度水平下，相关系数犚达到
０．７６，通过信度检验。说明，草场去年秋季以来降水量
越大，牧草返青越早；反之，越晚。≥０℃积温是牧草返
青的重要影响因素，本研究采用１－３月≥０℃积温值
作为牧草返青的另一个预测指标。
２．１．４　豆科牧草返青期预测模型的建立　建立模型，
根据盐池站（１９８２－２０００年）草场上年秋季以来降水
量、积温关系资料，与胡枝子返青期建立线性回归模
型：在ＳＰＳＳ统计分析软件环境下运行，给出模型汇总。
由方程拟合总结得，复确定系数为０．５４４，模型拟
合效果较好（表４）。
表５给出了全模型回归方程的方差分解及犘 检
验结果，回归方差的统计量意义检验结果 犘０．０５＝
０．０４３＜犉０．０５＝４．７７，因而总体上看，用该多元线性回
归模型推测总体预测值是有效的。
表３　≥０℃积温指标检验
犜犪犫犾犲３　犜犲狊狋狅犳犻狀犱犲狓狅犳≥０℃犮狌犿狌犾犪狋犻狏犲狋犲犿狆犲狉犪狋狌狉犲
年份
Ｙｅａｒ
实际返青日期
Ａｃｔｕａｌｒｅｖｉｖｉｎｇｄａｔｅ
（月．日 Ｍｏｎｔｈ．ｄａｙ）
返青日期
Ｒｅｖｉｖｉｎｇｄａｔｅ
（月．日 Ｍｏｎｔｈ．ｄａｙ）
２００１ ５．１６ ５．１０－５．１８
２００２ ５．８ ５．３－５．１３
２００３ ５．１１ ５．１０－５．２０
２００４ ４．２６ ５．５－５．１４
２００５ ５．８ ５．８－５．１８
２００６ ５．１６ ５．８－５．１８
２００７ ５．８ ５．８－５．１７
２００８ ５．８ ５．３－５．１４
２００９ ５．６ ５．４－５．１３
２０１０ ５．６ ５．１５－５．２５
２０１１ ５．１８ ５．１６－５．２６
表４　模型汇总
犜犪犫犾犲４　犕狅犱犲犾狊狌犿犿犪狉狔
模型
Ｍｏｄｅｌ
犚 犚２ 调整犚２
Ａｄｊｕｓｔｍｅｎｔｏｆ
犚２
标准估算的误差
Ｅｒｒｏｒｏｆｓｔａｎｄａｒｄ
ｅｓｔｉｍａｔｅｓ
１ ０．７３７ａ ０．５４４ ０．４３０ ４．７８１
表５　方差分析
犜犪犫犾犲５　犃狀犪犾狔狊犻狊狅犳狏犪狉犻犪狀犮犲
模型
Ｍｏｄｅｌ
平方和
Ｓｑｕａｒｅｓ
ｄ犳 均方
Ｍｅａｎｓｑｕａｒｅ
犉 Ｓｉｇ．
１回归Ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ２１８．０５５ ２ １０９．０２８ ４．７７ ０．０４３ａ
残差Ｒｅｓｉｄｕａｌｓ １８２．８５４ ８ ２２．８５７
总计Ｔｏｔａｌ ４００．９０９ １０
　　根据回归系数表，构造多元线性回归模型为：
犢＝－０．１２１×犚－０．０２２×犜＋５８．０１６＋狀　（犘＝０．０４３，犚＝０．７３７） （１）
式中，犢 为从４月１日起到返青日期的日序数；犚为上年９月－来年３月以来降水量；犜为１－３月≥０℃积温值，
狀为订正值。
检验模型，利用２００１－２０１１年上年９月至来年３月降水量、１－３月≥０℃积温值代入模型（１），计算胡枝子
返青序日数，对牧草返青模式进行检验（表６）。
由检验结果得：除２０１０年的订正值狀＝－７外，其他绝大部分年份的狀值在［－４，６］区间内，即：返青的日期
范围为预测日期的前４ｄ到后６ｄ。订正值范围较小，此模型适合于盐池站豆科牧草返青期的预测。
近些年，盐池气温明显增加，降水有略微增加的趋势，由图１看出，牧草返青期日序数有略微减小趋势，即返
青总体有略微提前趋势。
４ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１４） Ｖｏｌ．２３，Ｎｏ．２
２．２　天然牧草气候生产力
在众多的计算植物气候生产力模型中，选取了
江爱良模型、ＴｈａｒｎｔｈｗａｉｔｅＭｅｍｏｒｉａｌ模型和迈阿密
模型进行本地化试验后发现：江爱良模型考虑的气
象因素较多，但光合辐射资料难以得到，且光能因子
又不是影响该区牧草生长的主要因子；Ｔｈａｒｎｔｈ
ｗａｉｔｅＭｅｍｏｒｉａｌ模型考虑了蒸散因子，而迈阿密模
型则考虑了气温和降水因子，这两种方法基本反映
了该区影响牧草生长发育的关键因子为降水量、气
温和蒸散的特点。综上分析，选用迈阿密模型和
ＴｈａｒｎｔｈｗａｉｔｅＭｅｍｏｒｉａｌ模型计算当地牧草的气候
生产潜力。
光、温、水是天然牧草生长发育不可缺少的气候
因子，土壤水分对天然牧草的生长也有很大影响。
因此，建立草原初级气候生产力模式为：
犢（犙，犜，犠）＝犢（犙）×犳（犜）×犳（犠） （２）
式中，犢（犙，犜，犠）为草原气候生产力；犢（犙）为草原光合生
产力；犳（犜）、犳（犠）分别为草原光合生产力的温度、水分
的订正系数，犳（犜）＝０～１，犳（犠）＝０～１。
表６　返青期预测模型检验
犜犪犫犾犲６　犜犲狊狋狅犳犿狅犱犲犾狅犳犳狅狉犲犮犪狊狋犻狀犵狉犲狏犻狏犻狀犵犱犪狋犲
年份
Ｙｅａｒ
上年９月－来年
３月降水量
Ｐｒｅｃｉｐｉｔａｔｉｏｎｉｎ
Ｓｅｐｔｅｍｂｅｒｏｆｌａｓｔ
ｙｅａｒ－Ｍａｒｃｈｏｆ
ｎｅｘｔｙｅａｒ（犚）
１－３月≥０℃积温
≥０℃ａｃｃｕｍｕｌａｔｅｄ
ｔｅｍｐｅｒａｔｕｒｅｉｎ
Ｊａｎｕａｒｙ－Ｍａｒｃｈ
（犜）
返青日
序数
Ｔｈｅｄａｔｅｏｆ
ｔｕｒｎｇｒｅｅｎ
（犢）
实际
返青
Ａｃｔｕａｌ
ｒｅｖｉｖｉｎｇ
狀
２００１ ８４ １６ ４８ ４６ －１
２００２ １５７ １７ ３７ ３８ －３
２００３ １５５ １６ ３８ ４１ －４
２００４ １９３ ３０ ２８ ２６ ６
２００５ １０４ ２９ ４０ ３８ ６
２００６ ９３ ２９ ４２ ４６ －１
２００７ ９８ １７ ４６ ３８ ５
２００８ １３９ ２２ ３８ ３８ －１
２００９ １３９ ２７ ３６ ３６ ２
２０１０ １３２ １７ ４１ ４６ －７
２０１１ １０４ １５ ４５ ４８ －３
２．２．１　草原光和生产潜力　牧草光合生产潜力指在牧草生育期内，在水、肥条件和生产水平充分保证时，牧草按
其生长发育节律进行最佳生长时获取太阳辐射所积累的净光合产物量。
犢（犙）＝（犙犻／犎）×犓 （３）
式中，犙犻为各月太阳总辐射，本研究采用牧草从返青到黄枯生长季，即３－１０月的辐射总量；犎 为形成１ｋｇ物质
所需要的能量，取１．７８×１０７Ｊ／ｋｇ；犓 为牧草的光能利用率，取３％。
２．２．２　草原光温生产潜力　在水分、养分供应充足时，植物生产力受光合有效辐射和温度影响，牧草在０℃时进
入萌动发芽，因此０℃ 可看作是牧草光合作用的下限温度，当小于０℃时，牧草叶面积为０，因而光合作用为０，牧
草生长过程中，随着叶面积增加，光合作用增加。盐池年极端最高气温在３０℃左右，最热月平均气温多低于
２４℃，牧草生长发育的最适温度为２０～２５℃，因此牧草生育期内温度对光和生产潜力的影响用温度效应函数
犳（犜犻）表示：
犳（犜犻）＝
０ 犜犻≥３０或犜犻≤０
犜犻／犜０ ０＜犜犻≤２２．５
２－犜犻／犜０ ２２．５＜犜犻≤
烅
烄
烆 ３０
（４）
式中，犜犻为生育期内平均气温；犜０ 为牧草生长发育的最适温度，为计算方便，本研究将犜０ 取值为２２．５℃。
２．２．３　草原气候生产潜力　降水是盐池牧草生长发育的主要水分来源，牧草在不同生长阶段对水分的要求不
同。牧草生长初期和末期，日平均气温一般为０～５℃，天然牧草生长较缓慢，对水分的需求量极少，此时草原的
土壤水分含量往往能满足牧草生长发育所需水分，因此，草原光合生产力的水分有效性犳（狑）＝１；而当日平均气温
犜犼＞５℃时，天然牧草生长速度加快，对土壤水分的需求量大大增加，而且土壤水分蒸发散失远远大于降水量，因
此草原光合生产力的水分有效性要进行衰减，水分订正系数为：
犚犻／犈犜犿 ０＜犚犻≤犈
１－（犚犻－犈犜犿）／３犈犜犿 犈犜犿 ＜犚犻≤４犈犜
烅
烄
烆 犿
（５）
式中，犚犻表示牧草生长期各月降水量，犈犜犿 表示草场各月蒸发量，由盐池台站观测得到。
５第２３卷第２期 草业学报２０１４年
犳（狑）＝
狑犼
狑犮
（６）
式中，狑犼为土壤重量含水率，由人工测墒结合自动土壤水分站资料获得；狑犮为土壤田间持水量，盐池为１１．２２％。
根据公式（２）～（６），计算盐池县牧草各年气候生产潜力，结果如表７所示。
光和生产潜力的温度衰减幅度较小，而水分衰减幅度较大，因此，水分是牧草气候生产潜力的主要限制因子
（表７，图２）。
表７　盐池县牧草生产潜力值
犜犪犫犾犲７　犘狅狋犲狀狋犻犪犾狆狉狅犱狌犮狋犻狏犻狋狔狅犳狆犪狊狋狌狉犲犪狋犢犪狀犮犺犻犆狅狌狀狋狔 ｋｇ／ｈｍ２
年份
Ｙｅａｒ
光合生产潜力
Ｌｉｇｈｔｐｏｔｅｎｔｉａｌ
ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ
光温生产潜力
Ｌｉｇｈｔｔｅｍｐｅｒａｔｕｒｅ
ｐｏｔｅｎｔｉａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ
气候生产潜力
Ｃｌｉｍａｔｅｐｏｔｅｎｔｉａｌ
ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ
年份
Ｙｅａｒ
光合生产潜力
Ｌｉｇｈｔｐｏｔｅｎｔｉａｌ
ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ
光温生产潜力
Ｌｉｇｈｔｔｅｍｐｅｒａｔｕｒｅ
ｐｏｔｅｎｔｉａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ
气候生产潜力
Ｃｌｉｍａｔｅｐｏｔｅｎｔｉａｌ
ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ
１９８２ ４５７０８ ３６７４９ ３３７８ １９９７ ４５３３９ ３６４５２ ５１８２
１９８３ ４７９２２ ３７５７１ ４８１１ １９９８ ５０８７５ ４０９０４ ９３９２
１９８４ ４８６６１ ３６５９３ ８２４２ １９９９ ４８６６１ ４０４８６ ７６５７
１９８５ ４８６６１ ３６７８７ １１８２３ ２０００ ４９３９９ ４０９０２ ４１２３
１９８６ ４９３９９ ３８１３６ ５４３５ ２００１ ４７１８４ ３９０６９ ９７２３
１９８７ ４７１８４ ３８３１４ ４１７６ ２００２ ５０１３７ ４０５１１ ９４９５
１９８８ ４１６４８ ３２９８５ ７１６０ ２００３ ４９０３０ ３８２４３ ６９３２
１９８９ ４３４９３ ３４９６９ ４７８８ ２００４ ５４７７５ ４０７５３ ７７３４
１９９０ ４６０７７ ３７５９９ ６２７９ ２００５ ５０１３７ ４０７１１ ４６２９
１９９１ ５０１３７ ４１１１２ ５６６４ ２００６ ４７１８４ ３８６９１ ５６４１
１９９２ ４９３９９ ３７５４３ ７０８８ ２００７ ４５３３９ ３５７２７ ６７６２
１９９３ ５０８７５ ３８４６２ ５４７６ ２００８ ５０１３７ ３９１０７ ６４８７
１９９４ ４７１８４ ３７７４７ １０９２７ ２００９ ５０８７５ ３９０７２ ７５６１
１９９５ ４７９２２ ３７９５５ ８６３６ ２０１０ ４７１８４ ３８３１４ ５２４１
１９９６ ４７１８４ ３７５５９ ９３１０ ２０１１ ４６４４６ ３６９７１ ６９８９
由牧草气候生产潜力变化趋势图得：牧草的气
图２　盐池牧草气候生产潜力变化趋势
犉犻犵．２　犆犾犻犿犪狋犲狆狅狋犲狀狋犻犪犾狆狉狅犱狌犮狋犻狏犻狋狔狅犳
狆犪狊狋狌狉犲犪狋犢犪狀犮犺犻犆狅狌狀狋狔　
候生产潜力随着时间的发展有略微增加趋势，符合
气温升高、降水略微增加的气候变化趋势。
３　结论与讨论
利用盐池县胡枝子１９８２－２０１１年、冰草２００５－
２０１１年的返青资料和１９８２－２０１１年逐日气温、降
水等观测资料，分析气候变化背景下盐池县豆科牧
草代表胡枝子与禾本科牧草代表冰草的返青期预测
指标建立预测模型。但因受到数据和资料的限制，
本项目只对盐池县的两种代表性牧草进行了研究。
为全区牧业生产提供理论依据，为全区牧草气象服
务业务和研究工作奠定基础，进一步提高社会、经济
效益，今后要基于更大的项目平台，对其他牧区进行
各类牧草的生育期、气象条件和产草量观测，将预测牧草返青期及计算生产潜力推广应用到宁夏其他牧区。
６ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１４） Ｖｏｌ．２３，Ｎｏ．２
积温不能作为以冰草为代表的禾本科牧草的返青指标，禾本科牧草返青期为五日滑动平均气温稳定通过
０℃初日后１１～１７ｄ，并有待于今后实地观测进行检验；通过分析将五日滑动平均气温稳定通过１３℃初日、≥０℃
积温、≥３℃积温与豆科牧草返青期的关系，发现≥０℃积温与牧草返青有着更加密切的关系，因此结合水分条件
建立豆科牧草返青期预测回归模型并进行检验，模型成立，即豆科牧草返青的日期范围为预测日期的前４ｄ到后
６ｄ。牧草返青呈现逐年提早趋势。
本研究采用逐级衰减计算牧草气候生产潜力，发现光和生产潜力的温度衰减幅度较小，而水分衰减幅度较
大，水分是牧草气候生产潜力的主要限制因子；气候生产潜力随着时间的发展略微增加，符合气温升高、降水略微
增加的气候变化趋势；如可以积累多年观测资料，要试着建立气象条件与产草量的回归模型，来预测牧草产草量。
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１３２．
７第２３卷第２期 草业学报２０１４年
犘狉犲犱犻犮狋犻狅狀狅犳狆犪狊狋狌狉犲狉犲狏犻狏犻狀犵狆犲狉犻狅犱犪狀犱犪狀犪犾狔狊犻狊狅犳犻狋狊犮犾犻犿犪狋犲狆狅狋犲狀狋犻犪犾狆狉狅犱狌犮狋犻狏犻狋狔
ＤＵＡＮＸｉａｏｆｅｎｇ１，２，ＺＨＡＮＧＬｅｉ１，２，ＷＥＩＪｉａｎｇｕｏ１，２，ＺＨＵＹｏｎｇｎｉｎｇ１，２，ＹＡＮＧＹａｎｇ３，ＪＩＮＦｅｉ４
（１．ＮｉｎｇｘｉａＫｅｙＬａｂｏｒａｔｏｒｙｆｏｒＭｅｔｅｏｒｏｌｏｇｉｃａｌＤｉｓａｓｔｅｒＰｒｅｖｅｎｔｉｏｎａｎｄＲｅｄｕｃｔｉｏｎ，Ｙｉｎｃｈｕａｎ７５０００２，
Ｃｈｉｎａ；２．ＮｉｎｇｘｉａＩｎｓｔｉｔｕｔｅｏｆＭｅｔｅｏｒｏｌｏｇｉｃａｌＳｃｉｅｎｃｅｓ，Ｙｉｎｃｈｕａｎ７５０００２，Ｃｈｉｎａ；３．Ｈｕｉｎｏｎｇ
ＭｅｔｅｏｒｏｌｏｇｉｃａｌＢｕｒｅａｕ，Ｓｈｉｚｕｉｓｈａｎ７５３２００，Ｃｈｉｎａ；４．Ｗｕｚｈｏｎｇ
ＭｅｔｅｏｒｏｌｏｇｉｃａｌＢｕｒｅａｕ，Ｗｕｚｈｏｎｇ７５１１００，Ｃｈｉｎａ）
犃犫狊狋狉犪犮狋：Ｔｏｆｉｎｄｒｅａｓｏｎａｂｌｅａｎｄｅｆｆｅｃｔｉｖｅｃｏｎｔｒｏｌｍｅａｓｕｒｅｓｆｏｒｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｏｆｌｉｖｅｓｔｏｃｋａｎｄｐａｓｔｕｒｅｉｎｏｕｒｒｅ
ｇｉｏｎａｎｄｔｏｋｅｅｐａｎｅｃｏｌｏｇｉｃａｌｂａｌａｎｃｅａｎｄｈｅａｌｔｈｙｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｏｆｐａｓｔｕｒｅ，ｔｏｃｏｎｔｒｏｌｓｏｉｌｅｒｏｓｉｏｎ，ｄｅｖｅｌｏｐｃｌｉ
ｍａｔｅｒｅｓｏｕｒｃｅｓ，ａｃｈｉｅｖｅｐａｓｔｕｒｅｒｅｓｏｕｒｃｅｓｓｕｓｔａｉｎａｂｌｅｕｓｅａｎｄｉｍｐｒｏｖｅｔｈｅｅｃｏｌｏｇｉｃａｌｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ，ａｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ
ｍｏｄｅｌｗａｓｂｕｉｌｔｉｎｔｈｅｃｏｎｔｅｘｔｏｆｃｌｉｍａｔｅｃｈａｎｇｅ，ｂｙａｐｐｌｙｉｎｇＳＰＳＳｔｏｅｘｐｌｏｒｅｔｈｅｒｅｖｉｖａｌｉｎｄｉｃａｔｏｒｓｏｆＮｉｎｇｘｉａ
ｒｅｐｒｅｓｅｎｔａｔｉｖｅｎａｔｕｒａｌｐａｓｔｕｒｅ（Ｇｒａｍｉｎｅａｅ，Ｌｅｇｕｍｉｎｏｕｓ）．Ｃｌｉｍａｔｅｐｏｔｅｎｔｉａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｗａｓｃａｌｃｕｌａｔｅｄｕｓｉｎｇ
ｔｈｅＭｉａｍｉａｎｄＴｈａｒｎｔｈｗａｉｔｅＭｅｍｏｒｉａｌｍｏｄｅｌｓ．ＴｈｅｒｅｖｉｖｉｎｇｐｅｒｉｏｄｏｆＧｒａｍｉｎｅａｅｗａｓｔｈｅｄａｔｅｔｈａｔｓｌｉｄｉｎｇａｖ
ｅｒａｇｅｔｅｍｐｅｒａｔｕｒｅｓｏｆｆｉｖｅｄａｙｓｓｔａｂｌｙｅｘｃｅｅｄｅｄｔｈｅｆｉｒｓｔｄａｙｏｆ０℃ａｃｃｕｍｕｌａｔｅｄｔｅｍｐｅｒａｔｕｒｅｓｏｆ１１－１７ｄａｙｓ
ｌａｔｅｒ．Ｌｅｇｕｍｅｓｔｕｒｎｅｄｇｒｅｅｎ４ｄａｙｓｂｅｆｏｒｅｔｏ６ｄａｙｓａｆｔｅｒｔｈｅｆｏｒｅｃａｓｔｄａｔｅ．Ａｔｔｅｎｕａｔｉｏｎｏｆｌｉｇｈｔｐｏｔｅｎｔｉａｌｐｒｏ
ｄｕｃｔｉｏｎｗａｓｓｍａｌｅｒｔｈａｎｔｈａｔｏｆｗａｔｅｒｗｈｉｃｈｗａｓｔｈｅｍａｉｎｌｉｍｉｔｉｎｇｆａｃｔｏｒｏｆｇｒａｓｓｃｌｉｍａｔｅｐｏｔｅｎｔｉａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉ
ｔｙ．Ｐａｓｔｕｒｅｒｅｇｒｅｅｎｅｄｅａｒｌｉｅｒａｎｄｃｌｉｍａｔｅｐｏｔｅｎｔｉａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｉｎｃｒｅａｓｅｄｓｌｉｇｈｔｌｙｗｉｔｈａｔｒｅｎｄｏｆｔｅｍｐｅｒａｔｕｒｅ
ｒｉｓｉｎｇａｎｄｒａｉｎｆａｌｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ．
犓犲狔狑狅狉犱狊：Ｎｉｎｇｘｉａ；ｐａｓｔｕｒｅ；ｒｅｖｉｖｉｎｇｄａｔｅ；ｃｌｉｍａｔｅｐｏｔｅｎｔｉａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ
８ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１４） Ｖｏｌ．２３，Ｎｏ．２