王國成，張 穩(wěn)，黃 耀

(1.中國科學院大氣物理研究所 大氣邊界層物理和大氣化學國家重點實驗室，北京 100083；2.中國科學院研究生院，北京 100049)

植被凈初級生產力(net primary productivity,NPP)是指植物單位面積、單位時間內所累積的有機物數(shù)量[1]，NPP作為地表碳循環(huán)的重要組成部分，既反映了植被群落的生產能力，也表征了生態(tài)系統(tǒng)的質量狀況，并且是判定生態(tài)系統(tǒng)碳匯和調節(jié)生態(tài)過程的主要因子[2-3]。植被NPP年際變異的主要驅動之一是氣候變化[4]，近年來中國氣候正經歷著以變暖為主要特征的變化，近地面溫度自1980年以來上升較為明顯，這一特征在中國北方地區(qū)尤為顯著[5-8]。由于草原是受氣候變化影響較大的地區(qū)[9]，故草地NPP的時空變化特征及其對氣候變化的響應機制已成為國內外學者普遍關注的熱點問題之一[2，10-12]。

內蒙古是我國溫帶草原的主要分布區(qū)，諸多學者從不同角度研究了這一地區(qū)植被NPP的變化[11-20]。其中針對NPP整體平均狀態(tài)變化的研究較多，但缺乏在較高空間分辨率水平上全區(qū)草地NPP變異特征及其驅動要素的研究。有研究[8，21]表明，放牧和開墾等人為活動已致使內蒙古草地不斷退化并成為一個嚴重的環(huán)境問題，這很有可能致使區(qū)域草地NPP降低。過去數(shù)十年間的溫度上升有利于延長植物的生長季長度[22-24]，并導致植被NPP增加[20，25]，但是人類過牧等行為又在一定程度上破壞了草地植被的生長。由此而產生的問題是，在氣候變暖及人類活動的共同影響下，內蒙古草地的生產力在過去數(shù)十年發(fā)生了怎樣的變化？對于溫度、降水和輻射這3個氣候因子的年際變化，草地NPP又分別如何響應？

本研究試圖利用遙感數(shù)據(jù)和氣象數(shù)據(jù)，基于一個廣泛應用的植被模型，CASA(Carnegie-Ames-Stanford Approach)模型，模擬1981-2001年內蒙古草地生長旺期，即7-8月的NPP，對該時段NPP和氣候因子進行統(tǒng)計和分析，旨在揭示內蒙古草地NPP的時空變化特征和NPP對氣候變化的響應機制，并結合典型旗縣的草地載畜量數(shù)據(jù)，研究放牧對草地NPP的影響。

1 材料與方法

1.1研究區(qū)概況 內蒙古自治區(qū)草原，除大興安嶺北段地區(qū)屬于寒溫帶大陸性季風氣候，其余大部分地區(qū)屬于溫帶大陸性季風氣候。從東到西，隨著降水的減少和溫度的上升，內蒙古草原分為草甸草原、典型草原和荒漠草原(圖1)。

圖1 內蒙古自治區(qū)草原分布示意圖

1.2數(shù)據(jù)來源 氣象數(shù)據(jù)來源于中國氣象數(shù)據(jù)共享服務網(http://cdc.cma.gov.cn)，包括1981―2001年7、8兩月的月總降水量、氣溫和日照時數(shù)等。內蒙古自治區(qū)有50個時間序列完整的常規(guī)氣象站觀測數(shù)據(jù)可從該數(shù)據(jù)源中獲取。本研究采用Thornton 等[26]提出的氣象數(shù)據(jù)插值算法，對位于內蒙古自治區(qū)及其周邊地區(qū)的站點觀測數(shù)據(jù)進行空間插值，以形成具有空間連續(xù)性的逐月氣候變化數(shù)據(jù)。由于該地區(qū)站點分布密度相對較低，因此空間插值結果采用10 km的柵格分辨率。太陽輻射采用日照百分率方法通過溫度和日照時數(shù)等數(shù)據(jù)計算[27]。

1981-2001年中國地區(qū)長時間序列AVHRR PathFinder植被指數(shù)(NDVI)數(shù)據(jù)[28-29]來源于國家自然科學基金委員會“中國西部環(huán)境與生態(tài)科學數(shù)據(jù)中心” (http://westdc.westgis.ac.cn)，初始NDVI數(shù)據(jù)的空間分辨率為8 km×8 km，時間分辨率為旬。在ArcGIS 9.2支持下，經雙線性重采樣得到空間分辨率為10 km×10 km的內蒙古自治區(qū)草地NDVI，月NDVI為該月3組旬NDVI數(shù)據(jù)的平均值。

草地載畜量數(shù)據(jù)是不同種類牲畜數(shù)目在有效草地面積上的分布密度，有關各類統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于內蒙古自治區(qū)歷年農牧業(yè)統(tǒng)計年鑒和相關文獻。

1.3研究方法 內蒙古自治區(qū)草地草本植物大多集中在每年6―9月生長，草地生產力于8月達到最大值[18,30-32]。據(jù)此，本研究主要探討該地區(qū)草地7―8月NPP的時空變化特征。

1.3.1凈初級生產力估算模型 在基于遙感數(shù)據(jù)的眾多光能利用率模型中，CASA模型被廣泛應用于區(qū)域陸地NPP的評估，包括我國自然植被NPP的研究[12-14]。

CASA模型是由遙感數(shù)據(jù)、溫度、降水、太陽輻射以及植被類型等共同驅動的光能利用率模型[17]，模型中植被NPP(均以C變化計，g/m2)是植被吸收光合有效輻射(APAR)(MJ/m2)、最大光能轉化率(ε*)(均以C變化計，g/MJ)、溫度脅迫系數(shù)(Tε1和Tε2)和水分脅迫系數(shù)(Wε)的函數(shù)(公式1)[32]：

NPP=APAR×Tε1×Tε2×Wε×ε*;

(1)

APAR=APAR×PAR。

(2)

(3)

溫度脅迫系數(shù)Tε1和Tε2表示低溫和高溫對光利用率的脅迫作用。Tε1反映在低溫和高溫時植物內在的生化作用對光合的限制，這一限制會降低凈初級生產力，Tε2表示環(huán)境溫度從最適宜溫度Topt向高溫和低溫變化時植物的光能轉化率逐漸變小的趨勢，Tε1和Tε2用公式(4)和公式(5)計算[18]:

(4)

(5)

式中，Topt為某一區(qū)域一年內NDVI值達到最高時的當月平均氣溫，本研究中取7月和8月兩月的平均氣溫。Tε1介于0.8 (T為0或40 ℃)和1 (T為20 ℃)之間，當某一個月平均溫度T比最適宜溫度Topt高10 ℃或低13 ℃時,該月的Tε2值等于月平均溫度T為最適宜溫度Topt時Tε2值的一半。

水分脅迫系數(shù)Wε反映了植物所能利用的有效水分條件對光能利用率的影響，Wε隨著環(huán)境中有效水分的增加而增加，其范圍從極端干旱條件下的0.5到非常濕潤條件下的1[34]，由公式(6)計算：

(6)

式中，E(mm)為區(qū)域實際蒸散量，根據(jù)周廣勝和張新時[35]建立的區(qū)域實際蒸散量模型公式(7)計算，Ep(mm)為區(qū)域潛在蒸散量，根據(jù)Bouncher[36]提出的互補關系公式(8)計算：

(7)

式中，P為月降水量，Rn為月太陽凈輻射量。

(8)

式中，Ep0為局地潛在蒸散量，由Thornthwaite等[37]植被-氣候關系模型計算得到。

光能轉化率(ε)表示植物固定太陽能并將其轉化為有機質的效率，草地月最大光能轉化率(ε*)引用文獻中的取值為0.608 g/MJ[38]。

1.3.2NPP時空變化的分析方法 為獲得NPP的時空變化特征，本研究對每一像元所對應的NPP與年份進行線性回歸分析，根據(jù)線性相關系數(shù)r的統(tǒng)計顯著水平判斷NPP隨時間的變化。所采用的統(tǒng)計判據(jù)為r的概率水平P≤0.05和0.05

對于21年NPP顯著與極顯著上升和顯著與極顯著下降的像元，首先以年為步長對上述兩種不同NPP變化趨勢(上升和下降)的像元所對應的NPP、溫度、降水和輻射進行區(qū)域平均(圖2、3)；而后分別對這兩種不同NPP變化趨勢(上升和下降)的全部像元所對應的21年時間序列的NPP、溫度、降水以及輻射進行相關分析(單相關和偏相關)，以進一步探明自治區(qū)尺度上草地NPP時空變化對氣候因子的響應。本研究挑選地處內蒙古自治區(qū)中西部的土默特左旗和土默特右旗(圖1)作為研究放牧強度對草地NPP影響的研究區(qū)域，采用相關分析、逐步線性回歸的統(tǒng)計方法探明了氣候變化和放牧共同影響下的NPP動態(tài)變化及其控制因子。所有的統(tǒng)計分析在R軟件和語言[39]中進行。

2 結果與分析

2.1草地NPP的時空變化 本研究的模擬結果表明，對全區(qū)而言，1981-2001年草地NPP總體上增加不明顯(r=0.31,n=21,P≥0.1)，21年里7-8月草地NPP平均為192.0 g/m2，年際間變化范圍為150.5～255.5 g/m2。NPP的變化在空間上差異顯著，該區(qū)約30%的草地NPP顯著增加，其中極顯著增加的面積占23.5%，顯著增加的面積占6.6%；而顯著減少的面積不到1%；其余約69%的地區(qū)變化較少(表1)。

圖2 1981-2001年內蒙古極顯著與顯著減少草地NPP、降水、溫度以及輻射的變化趨勢

圖3 1981-2001年內蒙古極顯著與顯著增加的草地NPP、降水、溫度以及輻射的變化趨勢

表1 1981-2001年內蒙古草地NPP變化趨勢及其面積比例

從空間分布上看(圖4)， NPP顯著增加的區(qū)域分布在內蒙的東南、西南和南部地區(qū)，而顯著減少的區(qū)域零星分布于內蒙古中部荒漠草地和典型草地分界處，其余大部分地區(qū)草地NPP變化不明顯。

為進一步分析造成內蒙古不同區(qū)域草地NPP變化的原因，根據(jù)NPP增減情況的不同，將草地NPP的變化趨勢分成5類：減少極顯著(P≤0.05)、減少顯著(0.05

NPP變化顯著(P<0.1)的地區(qū)，NPP與各氣象因子的年際變異特征如圖2、3所示。在草地NPP有顯著變化趨勢的地區(qū), 降水的變化趨勢不明顯(圖2B、圖3B)，溫度和輻射均呈顯著上升趨勢(圖2C、圖2D、圖3C、圖3D)。在NPP顯著減少的地區(qū)，溫度的上升速率為每10年 0.85 ℃(圖2C)，輻射的增加速率為每10年29.9 MJ/m2(圖2D)；而在NPP顯著增加的地區(qū)，溫度和輻射相應的上升速率分別為每10年0.69 ℃ (圖3C) 和每10年36.8 MJ/m2(圖3D)，相較而言，在NPP減少的地區(qū)溫度上升更明顯，而在NPP增加的地區(qū)輻射增加更明顯。

2.2NPP年際變化的氣候驅動分析 為進一步探明草地NPP對氣候變化的響應機制，本研究在不同NPP變化趨勢的草地上，對其中所有柵格的NPP和對應的氣候因子進行相關性分析。在NPP顯著和極顯著減少的地區(qū)，單相關分析結果表明，溫度上升造成NPP下降，而降水量增多造成NPP上升(表2)， NPP與輻射只在減少極顯著的地區(qū)表現(xiàn)為顯著負相關關系(表2)；通過偏相關分析發(fā)現(xiàn)，消除其他氣候因子的影響后，NPP與溫度和降水的偏相關關系與單相關分析結果一致，而與輻射無顯著相關關系(表2)。

圖4 內蒙古草地NPP變化趨勢的空間分布圖

表2 NPP與氣候因素間的相關關系(NPP顯著、極顯著減少的草地)

在NPP顯著和極顯著增加的地區(qū)，單相關分析表明，NPP隨溫度和輻射的上升而減少，隨降水的增多而增加(表3)。NPP與各氣候因子間的偏相關分析表明，雖然NPP與溫度、降水和輻射間都有顯著相關關系(表3)，但NPP與輻射間的偏相關系數(shù)遠小于其與溫度和降水間的偏相關系數(shù)(表3)，這表明輻射對NPP變化的貢獻低于溫度和降水。

此外，在NPP無明顯趨勢性變化的地區(qū)，單相關分析表明，NPP年際波動與降水波動顯著正相關(r=0.44,n=71 445,P<0.001)，與溫度年際波動顯著負相關(r=-0.31,n=71 445,P<0.001)，與輻射也呈顯著負相關關系 (r=-0.20,n=71 445,P<0.001)。偏相關分析表明，NPP與降水顯著正相關(r=0.44,n=71 445,P<0.001)，與溫度顯著負相關 (r=-0.30,n=71 445,P<0.001)，與輻射盡管表現(xiàn)為顯著的正相關關系(r=0.02,n=71 445,P<0.001)，但偏相關系數(shù)較之于溫度和降水甚小，表明在該地區(qū)NPP與降水和溫度的相關性比輻射要好。

由此可見，氣候變化是1981-2001年內蒙古草地生產力時空變異的重要因素，溫度、降水和輻射這3個主要氣候因子對內蒙古草地NPP的影響表現(xiàn)為，在長期變化趨勢方面，NPP隨溫度上升顯著下降；NPP年際波動隨降水增多顯著上升，但是與輻射的相關關系不顯著。

表3 NPP與氣候因素間的相關關系(NPP顯著、極顯著增加的草地)

2.3放牧對NPP年際變異的影響分析 模擬結果顯示，在位于內蒙古自治區(qū)中西部的土默特左旗和土默特右旗(圖1)，21年間草地NPP極顯著減少(圖2)。1981-2001年，兩旗平均的年放牧強度顯著上升(圖5A)。單相關分析結果顯示，兩旗內草地NPP隨放牧強度增大而顯著降低(圖5B)。

由于NPP受到氣候變化和人類活動的綜合影響，為將這兩種影響因素分離，本研究對21年兩旗NPP極顯著減少地區(qū)的放牧強度和各氣候因素進行相關性分析，結果顯示放牧強度與溫度(圖6A)、降水(圖6B )、輻射(圖6C)都無明顯相關關系。這表明，在這一區(qū)域內，放牧強度與氣候因素對NPP的影響是相互獨立的作用因素，逐年增加的放牧強度是造成NPP減少的原因之一。

圖5 1981-2001年土默特左旗和土默特右旗草地平均放牧強度及其與NPP的相關關系

圖6 放牧強度和溫度、降水、輻射的相關關系

進一步對土默特左旗與土默特右旗1981-2001年草地NPP與溫度、降水、輻射和放牧強度進行逐步線性回歸，結果表明，NPP的年際變化受放牧強度和降水的綜合影響，其數(shù)量關系可用下式表示：

NPP=224.34-30.8×Gra+0.452×Pre，(R2=0.776,P=0.001)。

(9)

式中，Gra為年平均放牧強度(牛/hm2)，Pre為7―8月總降水量(mm)。決定系數(shù)(R2)的數(shù)值說明NPP的年際變異有77.6%可由上述2個參數(shù)所構成的線性方程來解釋。需要指出的是，盡管NPP的變化由人為活動和氣候變化共同影響，但逐步回歸分析從統(tǒng)計上考慮了主要參數(shù)的影響[40]。在此，放牧強度和降水2個參數(shù)的標準化回歸系數(shù)分別為-0.77和0.56，顯示出放牧強度對NPP年際變異的貢獻超過降水量，是土默特左旗和土默特右旗21年草地NPP極顯著減少像元中NPP年際變異的主要控制因子。

2.4模型模擬的結果對比 對于生態(tài)模型模擬結果的檢驗，由于缺乏較大空間尺度的地面觀測資料，本研究采用與其他模型模擬結果進行對比的方法，用于對比的是Piao等[41]建立的針對中國草地的NDVI與地上生物量之間的統(tǒng)計關系(y=291.64×NDVI1.584 2,R2=0.72,P<0.001)。用CASA模型模擬的2000年8月內蒙古草地NPP(modelled NPP)與用上述的統(tǒng)計關系計算得到的相同時空內草地地上生物量(modelled biomass)進行對比，結果表明二者基本一致(R2=0.92,P<0.01)(圖7)。據(jù)此，可以認為CASA模型適用于內蒙古自治區(qū)草地NPP的估算，模型計算的結果可用于研究內蒙古草地NPP的時空變化特征。

圖7 不同模型模擬結果對比

3 討論

對于20世紀后20年內蒙古草地凈初級生產力的年際變化，不同研究的結果各異，有的學者[17]認為該區(qū)草地凈初級生產力無明顯變化，也有學者[42]認為同一時段里該區(qū)草地凈初級生產力呈下降趨勢。其結論不同的原因在于研究方法的不同，前者以區(qū)域模型為計算草地凈初級生產力年際間變化的工具，而后者對部分站點草地生物量的實測資料進行統(tǒng)計分析。相較而言，基于長時間序列NDVI和氣象數(shù)據(jù)，使用CASA模型來模擬內蒙古自治區(qū)草地生產力的動態(tài)變化更具代表性和解釋性[17]。本研究分析了1981-2001年內蒙古自治區(qū)草地7、8月凈初級生產力的時空變化，總體來看，自治區(qū)尺度上21年間草地7、8月凈初級生產力無顯著變化趨勢，但若只考慮1981-1998年，凈初級生產力隨年份的增長趨勢達到了顯著性水平(r=0.51,P≤0.05)；21年間，約30%的內蒙古草地凈初級生產力顯著上升，不到1%的草地凈初級生產力顯著下降，其余大部分草地凈初級生產力變化不明顯。

關于草地凈初級生產力對氣候變化的響應，有學者[43-44]認為，降水是凈初級生產力年際變化的主要影響因子，而溫度的貢獻較小，甚至有學者[45-46]認為降水和溫度對凈初級生產力年際變化都沒有明顯的影響。本研究首先將21年里草地凈初級生產力變化顯著(上升和下降)地區(qū)的凈初級生產力和氣候因子(溫度、降水和輻射)進行區(qū)域平均，發(fā)現(xiàn)在凈初級生產力呈上升和下降兩種變化趨勢的地區(qū)，降水變化不顯著，溫度和輻射顯著上升；降水在凈初級生產力上升的地區(qū)減少更快，溫度在凈初級生產力減少的地區(qū)上升更明顯，而在凈初級生產力增加的地區(qū)輻射增加更明顯。進一步對兩種凈初級生產力變化趨勢地區(qū)中全部像元所對應的凈初級生產力、溫度、降水和輻射進行相關分析，發(fā)現(xiàn)草地凈初級生產力與溫度顯著負相關、與降水顯著正相關，而與輻射的相關關系相對不明顯。前者對凈初級生產力及氣候因子進行區(qū)域平均處理很可能掩蓋了空間差異的細節(jié)信息，而后者在高空間分辨率上的統(tǒng)計分析對于凈初級生產力如何響應氣候變化的機制更具有解釋力。

凈初級生產力受多種因素的綜合影響，包括氣候、地形、土壤、植物、微生物以及人類活動等[47]，而可以對草地凈初級生產力造成影響的人類活動又包括放牧、樵采、農耕等幾個方面，放牧是草地上最普遍的人為活動。對于草地凈初級生產力時空變化的驅動因子，大部分研究只關注氣候變化或人類活動中的一種，綜合考慮這兩種因素顯然對解釋氣候變化和人類活動影響下草地凈初級生產力的時空變化更有說服力。本研究在考慮氣候變化對凈初級生產力影響的同時，還考慮了人為活動的影響，并發(fā)現(xiàn)逐年增大的放牧強度是這些草地凈初級生產力年際變異最主要的原因，草地凈初級生產力隨放牧強度的增大而顯著下降。

4 結論

基于CASA模型，利用遙感數(shù)據(jù)和氣象數(shù)據(jù)，估算了1981-2001年內蒙古自治區(qū)草地的NPP，分析了NPP隨年份的變化規(guī)律和變化的空間分布特征及其對氣候變化的響應，并初步探討了放牧對NPP年際變異的影響。得出如下結論：

1981-2001年，內蒙古自治區(qū)僅近1%的草地NPP呈顯著減少趨勢，約30%的草地NPP顯著增加，其余約69%的草地變化不明顯。從空間分布看， NPP呈明顯增加趨勢的區(qū)域分布在內蒙古東北、東南和南部地區(qū)；呈明顯下降趨勢的區(qū)域零星分布在內蒙古中部荒漠草原和典型草原分界處。21年間，草地7-8月平均NPP為192.0 g/m2，年際間變化范圍為150.5～255.5 g/m2，該區(qū)NPP總體呈增加趨勢，但沒有達到顯著水平。

對于整個內蒙古草地，7-8月降水是 NPP年際變化的主要驅動因子，降水量高的年份NPP也高。NPP與各氣象因素的相關分析總體表明，降水量的增加使得NPP升高，溫度上升會造成NPP下降，而輻射對NPP年際變異的影響并不明顯。

在21年間土默特左旗和土默特右旗NPP極顯著減少的地區(qū)，放牧強度是影響NPP年際變異的主要因子，草地NPP隨放牧強度的增加而顯著下降。

[1]Liu J,Chen J M,Cihlar J,etal.Net primary productivity distribution in the BOREAS region from a process model using satellite and surface data[J].Journal of Geophysical Research,1999,104(D22):27735-27754.

[2]Field C B,Behrenfeld M J,Randerson J T,etal.Primary production of the biosphere:integrating terrestrial and oceanic components[J].Science,1998,281:237-240.

[3]Ruimy A,Saugier B,Dedieu G.Methodology for the estimation of terrestrial net primary production from remotely sensed data[J].Journal of Geophysical Research-Atmospheres,1994,99(D3):5263-5283.

[4]Piao S,Fang J,He J.Variations in vegetation net primary production in the Qinghai-Xizang Plateau,China,from 1982 to 1999[J].Climatic Change,2006,74(1):253-267.

[5]任國玉,郭軍,徐銘志,等.近50年中國地面氣候變化基本特征[J].氣象學報,2005,63(6):942-956.

[6]左洪超,呂世華,胡隱樵.中國近50年氣溫及降水量的變化趨勢分析[J].高原氣象,2004,23(2):238-244.

[7]王遵婭,丁一匯,何金海,等.近50年來中國氣候變化特征的再分 [J].氣象學報,2004,62(2):228-236.

[8]中國氣候變化國別研究組.中國氣候變化國別研究[M].北京:清華大學出版社,2000:116.

[9]崔驍勇,杜占池.半干旱草原主要植物光能和水分利用特征的研究[J].草業(yè)學報,2001,10(2):14-21.

[10]Cao M,Prince S D,Li K,etal.Response of terrestrial carbon uptake to climate interannual variability in China[J].Global Change Biology,2003,9(4):536-546.

[11]Fang J,Piao S,Field C B,etal.Increasing net primary production in China from 1982 to 1999[J].Frontiers in Ecology and the Environment,2003,1(6):293-297.

[12]Piao S,Fang J,Guo Q.Application of CASA model to the estimation of Chinese terrestrial net primary productivity[J].Acta Phytoecologica Sinica,2001,25(5):603-608.

[13]王鶯，夏文韜，梁天剛.陸地生態(tài)系統(tǒng)凈初級生產力的時空動態(tài)模擬研究進展[J].草業(yè)科學,2010,27(2):77-88.

[14]田永生，郭陽耀，張培棟,等.區(qū)域凈初級生產力動態(tài)及其與氣象因子的關系[J].草業(yè)科學,2010,27(2):8-17.

[15]Brogaard S,Runnstr?m M,Seaquist J W.Primary production of Inner Mongolia,China,between 1982 and 1999 estimated by a satellite data-driven light use efficiency model[J].Global and Planetary Change,2005,45(4):313-332.

[16]Piao S,Fang J,Zhou L,etal.Changes in vegetation net primary productivity from 1982 to 1999 in China[J].Global Biogeochemical Cycles,2005,19:1982-1998.

[17]張峰,周廣勝,王玉輝.基于CASA 模型的內蒙古典型草原植被凈初級生產力動態(tài)模擬[J].植物生態(tài)學報,2008,32(4):786-797.

[18]朱文泉,潘耀忠,龍中華,等.基于 GIS 和 RS 的區(qū)域陸地植被 NPP 估算——以中國內蒙古為例[J].遙感學報,2005,9(3):300-307.

[19]樸世龍.中國草地植被生物量及其空間分布格局[J].植物生態(tài)學報,2004,28(4):491-498.

[20]樸世龍,方精云,郭慶華.1982-1999 年我國植被凈第一性生產力及其時空變化[J].北京大學學報:自然科學版,2001,37(4):563-569.

[21]Zha Y,Gao J.Characteristics of desertification and its rehabilitation in China[J].Journal of Arid Environments,1997,37:419-432.

[22]徐雨晴,陸佩玲,于強.氣候變化對植物物候影響的研究進展[J].資源科學,2004,26(1):129-136.

[23]李榮平,周廣勝,王玉輝,等.羊草物候特征對氣候因子的響應[J].生態(tài)學雜志,2006,25(3):277-280.

[24]楊元合,樸世龍.青藏高原草地植被覆蓋變化及其與氣候因子的關系[J].植物生態(tài)學報,2006,30(1):1-8.

[25]孫睿,朱啟疆.氣候變化對中國陸地植被凈第一性生產力影響的初步研究[J].遙感學報,2001,5(1):58-61.

[26]Thornton P E,Running S W,White M A.Generating surfaces of daily meteorological variables over large regions of complex terrain[J].Journal of Hydrology,1997,190(3-4):214-251.

[27]王雅婕.中國地表太陽輻射變化與模型研究[D].北京:中國科學院研究生院,2008:46.

[28]Baik B K,Lee M R.Effects of starch amylose content of wheat on textural properties of white salted noodles[J].Cereal Chemistry,2003,80(3):304-309.

[29]Tucker C J,Pinzon J E,Brown M E.Global Inventory Modeling and Mapping Studies (GIMMS) Satellite Drift Corrected and NOAA-16 incorporated Normalized Difference Vegetation Index (NDVI),Monthly 1981-2006[Z].Maryland：Global Land Cover Facility,University of Maryland,2004.

[30]王宏,李曉兵,余弘婧.基于 NOAA/AVHRR NDVI 監(jiān)測中國北方典型草原的生長季及變化[J].植物生態(tài)學報,2006,30(3):365-374.

[31]Voisin A.Grass Productivity[M].Washington,D C:Island Press,1988:12-29.

[32]Potter C S,Randerson J T,Field C B,etal.Terrestrial ecosystem production:a process model based on global satellite and surface data[J].Global Biogeochemical Cycles,1993,7:811-842.

[33]Los S O,Pollack N H,Parris M T,etal.A global 9-yr biophysical land surface dataset from NOAA AVHRR data[J].Journal of Hydrometeorology,2000,11(2):183-199.

[34]樸世龍,方精云.利用CASA 模型估算我國植被凈第一性生產力[J].植物生態(tài)學報,2001,25(5):603-608.

[35]周廣勝,張新時.全球氣候變化的中國自然植被的凈第一性生產力研究[J].植物生態(tài)學報,1996,20(001):11-19.

[36]Bouchet R J. Evapotranspiration réelle et potentielle, signification climatique[J].International Association of Scientific Hydrology，1963(62):134-142.

[37]Thornthwaite C W,Mather J R,Carter D B.Instructions and Tables for Computing Potential Evapotranspiration and the Water Balance[M].New Jersey:Laboratory of Climatology,1957.

[38]Running S W,Thornton P E,Nemani R,etal.Global terrestrial gross and net primary productivity from the Earth Observing System[A].In:Sala O E,Jackson R B,Mooney R W,etal.Springer-Verlag,NY Methods in ecosystem science[M].New York:Springer-Verlag,2000:44-57.

[39]R Development Core Team.R:a language and environment for statistical computing[EB/OL].[2011-01-10].http://www.R-project.org.

[40]黃耀.地氣系統(tǒng)碳氮交換——從實驗到模型[M].北京:氣象出版社,2003:122.

[41]Piao S,Fang J,Ciais P,etal.The carbon balance of terrestrial ecosystems in China[J].Nature,2009,458:1009-1013.

[42]郝璐,吳向東.內蒙古草地生產力時空變化及驅動因素分析[J].干旱區(qū)研究,2006,23(4):577-582.

[43]陶波,李克讓,邵雪梅,等.中國陸地凈初級生產力時空特征模擬[J].地理學報,2003,58(3):372-380.

[44]孫慧蘭，李衛(wèi)紅，徐遠杰,等.新疆伊犁河流域牧草氣候生產潛力的時空變化特征分析[J].草業(yè)學報,2010,19(6):55-61.

[45]侯英雨,柳欽火,延昊,等.我國陸地植被凈初級生產力變化規(guī)律及其對氣候的響應[J].應用生態(tài)學報,2007,18(7):1546-1553.

[46]鄭曉翱,趙家明,張玉剛,等.呼倫貝爾草原生物量變化及其與環(huán)境因子的關系[J].生態(tài)學雜志,2007,26(4):533-538.

[47]Field C B,Randerson J T,Malmstroem C M.Global net primary production:combining ecology and remote sensing[J].Remote Sensing of Environment,1995,51(1):74-88.