珠江口海平面特征分析

路剑飞，陈子燊，刘曾美

(1. 中山大学水资源与环境系，广东 广州510275；2. 华南理工大学水利水电工程系，广东 广州 510640)

珠江口海平面特征分析

路剑飞1，陈子燊1，刘曾美2

(1. 中山大学水资源与环境系，广东 广州510275；2. 华南理工大学水利水电工程系，广东 广州 510640)

根据珠江三角洲网河区及口门位置的四个验潮站38年的月均水位资料，利用小波方法分析水位的周期性变动成分，同时结合重标极差法与Mann-Kendall法对水位变动的持续性及趋势性进行研究，通过对比网河区与口门位置水位变动的异同，揭示珠江口海平面的变化特征。研究表明，1957－1994年间，珠江口海平面存在2～8 a的显著周期性变动，以及10 a和20 a左右的周期性变动。珠江口的海平面变化具有明显的持续性，且越靠近口门，这种持续性越明显。珠江口的海平面变化总体为上升趋势，上升速度介于1.6～4.0 mm/a。

珠江口；小波分析；重标极差；Mann-Kendall

珠江三角洲内为放射状汊道河系，河道纵横交错，相互贯通，水文情势异常复杂，是世界上最复杂的三角洲之一。该地区濒临南海，属热带气候，受西南季风、信风和台风的影响，雨量丰沛。其网河区受洪水下泄和潮水顶托的影响，是典型的洪潮混合区，区内洪、涝、咸、旱、风暴潮等自然灾害频繁[1]。珠江三角洲河口的海平面变化，不仅与陆地径流变化有关，而且与区域性和全球性的气候变化、地表沉降或地壳抬升、海平面上升等多种因素有关，是多因素非线性耦合的结果。

《2007年中国海平面公报》指出：近30 a来，中国沿海海平面上升显著；预计未来10 a，中国沿海海平面将继续保持上升趋势。海平面上升将导致沿海堤防、码头、工业设施等的灾害防护标准降低、灾害风险增大、海岸侵蚀和风暴潮灾害加剧、海水入侵、沿海低地受淹等情况发生，对沿海地区的社会经济发展造成重大破坏。由于珠江三角洲地势低平，故海平面上升造成的影响将更为显著。李平日等[2]曾指出：若海平面上升0.7 m，珠江三角洲地区近1 500 km2的低地将受淹，区内广州、佛山、珠海、中山等多个城市将受到严重威胁。有鉴于此，准确把握珠江三角洲河口的海平面变化特征对区域内的国民生活和生产具有十分重要的意义。多位学者曾对珠江三角洲河口的水文情势特征作过研究[3-8]。他们主要采用最小二乘回归直线法、切比谢夫多项式拟合法、图解法、EOF分析法等，分析海平面变化与地壳运动间的关系。本文利用小波分析法的多分辨率特点，研究影响珠江三角洲河口海平面变化的各种周期性因素，同时结合重标极差法和Mann-Kendall方法，对海平面变化的持续性及突变问题进行了研究。

1 资料来源及数据预处理

1.1 资料来源

采用的数据资料来源为珠江三角洲口门位置的两个验潮站（横门站、万顷沙站）与网河区内的两个验潮站（黄埔站、浮标厂站）的月均水位实测资料。其中，横门站、浮标厂站和黄埔站水位资料的时间长度均为41 a（1957－1997年），万顷沙站为42 a（1953－1994年）。为便于对比分析，凸显河口区的整体变化趋势，本文选择这4个站的38 a（1957－1994年）的月均水位资料进行研究。对于研究时段内个别缺测和漏测的数据先进行三次样条插值补齐。图1给出了4个站的位置图。

1.2 数据预处理

鉴于海平面1 a左右的周期性变化显著，掩盖了更大尺度的周期变化特征，故先对资料序列进行低通滤波[9]。利用db5小波对4个站的水位资料进行4层小波分解，提取第4层的近似系数进行重构，得到的时间序列有效地消除了16个月以下的海平面周期性变动。

2 研究方法

2.1 小波方法

小波分析具有多分辨率的特点，在时域和频域上都有表征信号局部信息的能力，因此适合于处理非平稳信号，在天气学、遥感、海洋科学中具有广泛的应用前景。文献[9-11]专门对小波的使用方法进行过详细的介绍，本文主要侧重于小波方法的应用和结果的分析。选用Morlet小波对滤波后的数据进行小波变换[11]，得到4个站的小波功率图，见图2。

图2中的等值线表示不同大小的小波谱密度值。粗等值线围成的部分为通过红噪音谱检验，置信水平达到95%的区域。图中V型曲线包围之外的部分，称为影响锥[11]。影响锥内的部分，由于端点效应，可信度较差。

图1 珠江三角洲位置图Fig. 1 Location of Pearl River Delta

由图2中可知，在1960－1965年，4个站的水位均存在显著的2～4 a（黄埔站为2～4.7 a）的周期性变化，置信水平达到95%；1980－1985年，除浮标厂站外，其他3个站的水位变动均存在2～8 a的周期性变动（横门站和黄埔站为4～8 a，万顷沙站为2～4年），但显著水平均未超过5%；1990－1994年，4个站的水位均存在2～8 a的周期性变化，但由于位于影响锥内，故可信度不高，不予考虑；总体上，4个站8 a以上尺度等值线分布较稀疏。

图2 4个站的小波功率谱Fig. 2 Wavelet power spectrum of four tidal stations

曾昭璇[3]、任美锷[12]等曾指出：1963年为特旱年；陈特固等[13]也指出1963年为强厄尔尼诺年，其原因主要是受到大气环流异常，即厄尔尼诺的影响，而不是构造运动或交点潮的影响。崔伟中[14]利用高要、石角、博罗3个水文站1957－2000年的实测径流资料绘制的径流曲线也清晰的表明，1963年珠江流域出现历史上的径流低值。

图3和图4分别给出了4个站相应的2～8 a周期域内的小波功率谱及全域小波功率谱[9]，更为直观地印证了图2中的2～8 a的周期性影响成分。图4中的功率谱线在平均红噪音谱线之上的部分表示通过红噪音检验，具有一定的显著性水平；而在95% 的置信曲线以上的部分为通过红噪音检验且置信水平达到95%的部分，表1和表2分别给出了图3和图4的分析结果。

图3 4个站2～8 a周期域内的小波功率谱Fig 3 2-8 a average wavelet power spectrum of four stations

图4 4个站全域的小波功率谱Fig 4 Whole wavelet power spectrum of four stations

由表1可知，在单独考虑水位的2～8 a的周期性变动情况下，口门位置的两个站（横门站、万顷沙站）之间的情况基本相同，其中横门站的水位在1971－1976年也受到微弱的影响；网河区的两个站（黄埔站、浮标厂站）之间的情况也基本相同。但是对比1964年与1994年的2～8 a周期因子的影响强度，可以发现：位于口门位置的验潮站两者相差不大，而网河区的则前者明显大于后者；分别比较网河区和口门区的测站受影响情况，还可发现，即使位于三角洲相同区域（网河区或口门位置），越伸入内陆，相同影响年水位的受影响程度越大。

表1 4个站2～8 a周期性波动的影响年份及相应强度Tab. 1 Influenced years and corresponding intensities

表2中，4个站的水位变动除了存在2～8 a的周期性变化外，还存在10 a左右和20 a左右（横门站除外）尺度的周期性变动。研究表明[15-17]，太阳黑子11.1 a的活动周期以及太阳黑子群磁场极性分布存在的22 a周期性的变化，对地球上的多种气象要素（气压、气温、雨量等）和水文要素（水温、径流量）等具有十分显著的影响。同时，由于珠江三角洲河口区为感潮河段，而潮汐分潮中8.85 a和18.61 a的长周期分潮[18]也是珠江三角洲水位分别出现10 a周期和20 a周期波动的不可忽视的因素。陈菊英[19]指出：20世纪ENSO事件对18～19 a天文物理准周期存在韵律响应关系。18～19 a周期是太阳－月球－地球三体运动产生朔望月与回归年的调谐周。此外，从表2中还可以得出，口门区的测站8 a左右周期（6.7～8 a）的水位变化的显著性要小于网河区的相近周期的水位变动。

表2 引起水位显著性变化的尺度因子统计Tab. 2 Statistics of Scale Factor arousing remarkable change of water level

臧恒范和王绍武[20]认为，1954－1989年共存在8个厄尔尼诺事件和6个拉尼娜事件；王世平[21]利用美国CAC（美国气候分析中心）所提供的1950年以来的赤道中东太平洋的四个海温指标区的指标（月海温距平值），计算得出1950－1989年共存在11个厄尔尼诺过程和9个反厄尔尼诺过程，其中厄尔尼诺年有12 a，反厄尔尼诺年有16 a。表3给出了文献[20,21]对1954－1989年间厄尔尼诺－拉尼娜过程的各自的判定结果。

对比表3可知，在消除小于16个月尺度的水位周期性变动的情况下，可以看到珠江三角洲河口的水位变化周期与2～8 a的厄尔尼诺-拉尼娜周期一致，此外还与11 a和22 a的太阳黑子周期、8.85 a和18.61 a的潮汐周期相近。

表3 1954－1989年间的厄尔尼诺－拉尼娜过程Tab. 3 El Nino-La Nina process between the year 1954 and 1989

罗章仁[22]、王兆印等[23]指出：珠江三角洲1970－1990年的围垦滩涂与联围活动，导致主干水道随着三角洲滨线向海推进而伸长并缓慢淤高，网河系统逐渐向海推移，受潮汐影响加大；口门位置浅滩发育，纳潮量减小，潮汐作用弱化。20世纪80年代以后，在网河及口外的大规模采沙行为则导致河床剧烈下切，水面下降。可以说，人类活动进一步增加了珠江三角洲水位变化的复杂性。

2.2 重标极差分析方法

重标极差分析法，又称为R/S分析法，是由水文学家H.E.赫斯特于1951年提出的一种统计分析方法，能对时间序列的未来总体发展趋势做出科学预测[24-26]。

式中：H为赫斯特指数，是度量序列相关性和趋势强度的指标，即用来判断时间序列的长期趋势性；为对应不同子序列的平均重标度极差值，其中，n为子序列长度；C为任意常数。按照H的取值范围分为三种不同情况：当H=0.5时，该时间序列遵循布朗运动，即对于任意时刻t，过去和未来的数据相关性为零，是独立的随机过程；当0.5＜H≤1时，认为序列具有持续性，即时间序列是一个持久性的或趋势增强的序列，H越接近于1，相关性越强；当0≤H＜0.5时，序列具有反持续性，存在“均值复归”现象，即时间序列在前一个时期存在一个向上的趋势，则它在后一个时期就很可能有一个下降的趋势，反之亦然。频繁的出现逆转，使得反持续性序列比随机序列具有更为强烈的波动性，反持续性强度随着H接近于0而逐步加强。

而V统计量，最初是赫斯特用来检验R/S值的稳定性的，彼得斯则用它来测量“长期记忆的长度”[25]：

如果时间序列是由一个独立的随机过程产生的，则V～ln(n)（n为时间长度变量）变化的曲线应是一条水平线；如果时间序列具有状态持续特征(0.5＜H≤1)，则该曲线为一条向上倾斜的直线；如果时间序列具有反持续特征 (0≤H＜0.5)，则曲线是一条向下倾斜的直线。

图5给出了4个站（横门、万顷沙、黄埔、浮标厂）的Hurst指数和V统计量的估计图。从图5中可以看出，4个站的Hurst值均大于0.5，其中横门站和万顷沙站的Hurst指数均超过0.75，横门站更是接近0.9，表明4个站的水位变动具有明显的持续性，即原来的水位变动如果呈上升趋势，则接下来很有可能还是上升趋势；由浮标厂站至横门站，Hurst指数变动的总体趋势为由小变大，表明越靠近口门，水位变动趋势增强的可能性就越大。各站相应的V统计量变化情况也印证了这个结论。

图5 Hurst指数与V统计量估计图Fig. 5 Estimation diagram of Hurst index and the V statistical quantity

2.3 Mann-Kendall法

最初由Mann和Kendall提出的Mann-Kendall(M-K)法是一种非参数统计检验方法，亦称无分布检验，其优点是不需要样本遵从一定的分布，亦不受少数异常值的干扰，不仅计算简便，而且可以明确突变开始的时间，并指出突变区域[27]。详细的计算步骤参见文献[27-29]。

图6给出了4个站的M-K法的检验图，图中的上下两条水平虚线表示99%的置信限。若UFk或UBk的值大于0，表示序列呈上升趋势，小于0则表明呈下降趋势。当它们超过置信限时，表明上升或下降趋势显著。超过置信限的范围确定为出现突变的时间区域。如果UFk和UBk两条曲线出现交点，且交点在临界线之间，那么交点对应的时刻便是突变开始的时间。

图6 4个站的M-K检验图Fig. 6 M-K Inspection diagram of four stations

观察图6中的UFk（实线）曲线走势可以发现，横门站1959年之前的水位变化为下降趋势，1959年之后为显著上升趋势，但在1963年下半年至1965年上升趋势减缓，这期间恰好发生了厄尔尼诺事件（具体的影响机制尚待进一步分析）。UFk（实线）和UBk（虚线）曲线在上下限之间未有交点，表明在1957－1994年间，横门站水位变动未发生突变；万顷沙站在1959年之前水位变动为下降趋势，1960年之后为显著上升阶段，但在1963－1966年间上升趋势放缓，并在1963年下半年至1965年间由上升趋势转为下降趋势。万顷沙站在整个研究时间域内未发现突变点；黄埔站1988年之前大部分为水位下降阶段，只是在1959－1961年、1974－1976年水位有缓慢上升趋势，但并未超过99%的置信限。黄埔站水位在1961－1963年发生突变，与厄尔尼诺的影响相呼应；浮标厂站1974年之后水位为上升趋势，并在1980－1985年和1994年之后为水位的显著上升区段，1960－1963年水位的趋势在上升和下降之间振荡。浮标厂站在1957－1994年间内未发生突变。总体上，口门位置的海平面上升趋势始于20世纪60年代，而网河区的水位上升趋势则始于20世纪七、八十年代，与人类对珠江三角洲的大规模开发的时间相对应，可认为网河区的水位上升与人类活动有密切的联系。

表4给出了4个站利用Sen氏非参数估计法[30]计算出的1957－1994年的海平面平均上升速度值。由表4可以看出，珠江三角洲河口的海平面上升速度介于1.6～4.0 mm/a，且越接近口门位置，速度值越大。

表4 4个站1957－1994年海平面平均上升速率表Tab. 4 Sea level ascending diagram of 4 tidal stations between the year 1957 and 1994

陈特固等(1)陈特固, 许时耕. 近40年来珠江口海平面的变化趋势. 南海研究与开发, 1993 (2): 1-9.在研究中指出：1951－1963年间，珠江口海平面的变化呈波动下降趋势；1963年以后总的变化趋势为上升趋势，其中，1963－1973年为显著上升阶段。在其随后的研究(2)陈特固. 近数十年珠江口海平面变化的地区差异. 南海研究与开发,1994 (3): 7-12.中又指出：近30 a来珠江径流量每变化1 000亿m3时，河口型验潮站的年平均海平面（或半潮面）相应变化4～6 cm，显著性水平达0.01。并指出1959年以来珠江径流量负距平超过1 000亿m3的年份有1960年、 1963年、1969年、 1974年和1984年等。这种转折性在M-K法分析结果中亦有所反映。

3 结 论

由于采用的时间序列的起止时间和研究方法的不同，关于珠江三角洲河口海平面变化的结论有所不同。本文以珠江三角洲网河区及口门位置的四个验潮站38 a的月均水位资料为基础，利用小波分析、重标极差分析法和Mann-Kendall法对珠江三角洲河口的海平面变化特征进行研究，得出以下结论：

a) 1957－1994年间，珠江口海平面变动的周期主要为2～8 a，与厄尔尼诺－拉尼娜变化周期相近，此外，还存在10 a左右和20 a左右的周期性变化。

b) 珠江三角洲网河区与口门位置的海平面周期性变动趋势总体上一致，但各具特点，就2～8 a周期性变化而言，口门位置的影响持续时间相应的比网河区的短5～10 a。即使位于三角洲相同区域（网河区或口门位置），越伸入内陆，相同影响年海平面的受影响程度越大。

c) 珠江三角洲口门位置（横门站、万顷沙站）及网河区（黄埔、浮标厂）的海平面变动均具有显著的持续性，且越靠近口门，这种持续性越明显。

d) 口门位置的海平面自20世纪60年代起呈上升趋势，而网河区的海平面上升趋势则始于20世纪70年代中期。口门位置与网河区的水位均经历了先下降，后上升的过程。1957－1994年间珠江三角洲河口的海平面上升速度介于1.6～4.0 mm/a，且越接近口门，上升速度越快。

[1] 姚章民, 谢志强, 沈鸿金. 珠江三角洲地区水文站网布设及水文测验的分析研究 [J]. 水文, 2003, 23(5): 20-27.

[2] 李平日, 方国祥, 黄光庆. 海平面上升对珠江三角洲经济建设的可能影响及对策 [J]. 地理学报, 1993, 48(6): 527-534.

[3] 曾昭璇, 刘南威, 胡男, 等. 珠江口水位变化的趋势—验潮站记录分析 [J]. 热带海洋, 1992, 11(4): 56-62.

[4] 曾昭璇, 李平日. 珠江口海平面上升趋势与地壳运动 [J]. 热带地理, 1992, 12 (2): 99-107.

[5] 赵焕庭. 珠江河口演变 [M]. 北京: 海洋出版社, 1990.

[6] 丁丽青. 华南沿海海平面变化特征及其与地震关系 [J]. 华南地震, 1985, 5(1): 54-63.

[7] Emery K O, Aubrcy D G. Relative Sea-level Changes from Tide-Gauge Records of Eastern Asia Mainland [J]. Marine Geology, 1986,72: 33-45.

[8] 杨清书, 沈焕庭, 罗宪林, 等. 珠江三角洲网河区水位变化趋势研究 [J]. 海洋学报, 2002, 24(2): 30-38.

[9] 杨建国. 小波分析及其工程应用 [M]. 北京: 机械工业出版社.

[10] 董长虹. Matlab小波分析工具箱原理与应用 [M]. 北京: 国防工业出版社, 2004.

[11] Christopher T, Gilbert P C. A practical guide to wavelet analysis [J].Bulletin of the American Meteorological Society, 1998 (1): 61-78.

[12] 任美锷. 中国的三大三角洲 [M]. 北京: 高等教育出版社, 1994:

[13] 陈特固, 詹小涌. 广东沿岸1963年海平面异常低的原因分析 [J].热带海洋, 1988(2): 45-53.

[14] 崔伟中. 珠江河口水环境的时空变异及对生态系统的影响 [D].南京: 河海大学, 2006.

[15] 刘清仁. 松花江流域水旱灾害发生规律及长期预报研究 [J]. 水科学进展, 1994, 5(4): 319-327.

[16] 曾治权. 太阳活动、地磁场干扰因子与我国水旱灾害受灾面积的相关分析 [J]. 中国减灾, 1996, 6(4): 48-51.

[17] Pablo J D, Mauas, et al. Solar Forcing of the Stream Flow of a Continental Scale South American River [J]. Physical Review Letters, 2008, 101(16): 1-4.

[18] 方国洪, 王骥, 陈宗镛, 等. 潮汐和潮流的分析与预报 [M]. 北京: 海洋出版社, 1986.

[19] 陈菊英. ENSO和长江大水对天文因子的响应研究 [J]. 地球物理学报, 1999, 42(增刊): 30-40.

[20] 臧恒范, 王绍武. 1854-1987年期间的埃尔尼诺与反埃尔尼诺事件 [J]. 海洋学报, 1991, 13(1): 26-34.

[21] 王世平. 埃尔尼诺事件的判据、分类和特征 [J]. 海洋学报. 1991,13(5): 611-620.

[22] 罗章仁. 人类活动引起的珠江三角洲网河和河口效应 [J]. 海洋地质动态, 2004, 20(7): 35-36.

[23] 王兆印, 程东升, 刘成. 人类活动对典型三角洲演变的影响－I长江和珠江三角洲 [J]. 泥沙研究, 2005, (6): 76-81.

[24] Hurst H E. Long-term storage capacity of reservoirs [J].Transactions of the American Society of Civil Engineers. 1951(116): 770-808.

[25] 埃德加E彼得斯. 资本市场的混沌与秩序 [M]. 王小东, 译. 北京: 经济科学出版社, 1999.

[26] 王孝礼, 胡宝清, 夏军. 水文时序趋势与变异点的R/S分析法[J]. 武汉大学学报, 2002, 35(2): 11-12.

[27] 魏凤英. 现代气候统计诊断与预测技术 [M]. 北京: 气象出版社,1999.

[28] 曹洁萍, 迟道才, 武立强, 等. Mann-Kendall检验方法在降水趋势分析中的应用研究 [J]. 农业科技与装备, 2008, (5): 35-40.

[29] 于延胜, 陈兴伟. R/S和Mann-Kendall法综合分析水文时间序列未来的趋势特征 [J]. 水资源与水工程学报, 2008, 19(3): 41-44.

[30] Brauner J S. Nonparametric Estimation of Slope: Sen’s Method in Environmental Pollution [J/OL]. http://ewr.cee.vt.edu/environmental/teach/smprimer/sen/sen.htm.

Analysis of sea level characteristics in the estuary of Pearl River

LU Jian-fei1, CHEN Zi-shen1, LIU Zeng-mei2
(1. Department of Water Resources an Environment, Sun Yat-sen University, Guangzhou 510275, China;2. Department of Water Conservancy and Hydropower Engineering, South China University of Technology, Guangzhou 510640, China)

On the basis of monthly average water level data of 38 years from four tidal stations located in the network of waterways or nearby the estuary of Pearl River, the wavelet method is utilized to analyze the cyclical-fluctuation components of the water level, combined with R/S and Mann-Kendall methods researching on the persistence and trend. The contrast between the network of waterways and the estuary shows the characteristics of the sea level in the estuary of Pearl River. It’s concluded that, during the years between 1957 and 1994, there was mainly a 2-8 a cyclical-fluctuation component existing in the sea level of the estuary of Pearl River, also including more or less 10a and 20a cyclical-fluctuations. Changes of the sea level showed a remarkable persistence. Furthermore, it would be more persistent when it was closer to the estuary mouth. Generally speaking, the trend of the water level in the estuary of Pearl River was ascending，and the speed ranged from 1.6 to 4.0 mm/a.

Pearl River Estuary; wavelet; R/S; Mann-Kendall

P731. 23；P731.34

A

1001-6932(2010)03-0241-06

2009-04-20 ；

2009-08-04

国家自然科学重点基金资助项目(50839005)；2009广东水利科技创新与推广项目

路剑飞（1984―），男，黑龙江大庆人，博士研究生，从事河口海岸水环境研究。电子邮箱：ppppwjljf1@163.com