珠江口海平面特征分析

路劍飛，陳子燊，劉曾美

(1. 中山大學水資源與環境系，廣東 廣州510275；2. 華南理工大學水利水電工程系，廣東 廣州 510640)

珠江口海平面特征分析

路劍飛1，陳子燊1，劉曾美2

(1. 中山大學水資源與環境系，廣東 廣州510275；2. 華南理工大學水利水電工程系，廣東 廣州 510640)

根據珠江三角洲網河區及口門位置的四個驗潮站38年的月均水位資料，利用小波方法分析水位的周期性變動成分，同時結合重標極差法與Mann-Kendall法對水位變動的持續性及趨勢性進行研究，通過對比網河區與口門位置水位變動的異同，揭示珠江口海平面的變化特征。研究表明，1957－1994年間，珠江口海平面存在2～8 a的顯著周期性變動，以及10 a和20 a左右的周期性變動。珠江口的海平面變化具有明顯的持續性，且越靠近口門，這種持續性越明顯。珠江口的海平面變化總體為上升趨勢，上升速度介于1.6～4.0 mm/a。

珠江口；小波分析；重標極差；Mann-Kendall

珠江三角洲內為放射狀汊道河系，河道縱橫交錯，相互貫通，水文情勢異常復雜，是世界上最復雜的三角洲之一。該地區瀕臨南海，屬熱帶氣候，受西南季風、信風和臺風的影響，雨量豐沛。其網河區受洪水下泄和潮水頂托的影響，是典型的洪潮混合區，區內洪、澇、咸、旱、風暴潮等自然災害頻繁[1]。珠江三角洲河口的海平面變化，不僅與陸地徑流變化有關，而且與區域性和全球性的氣候變化、地表沉降或地殼抬升、海平面上升等多種因素有關，是多因素非線性耦合的結果。

《2007年中國海平面公報》指出：近30 a來，中國沿海海平面上升顯著；預計未來10 a，中國沿海海平面將繼續保持上升趨勢。海平面上升將導致沿海堤防、碼頭、工業設施等的災害防護標準降低、災害風險增大、海岸侵蝕和風暴潮災害加劇、海水入侵、沿海低地受淹等情況發生，對沿海地區的社會經濟發展造成重大破壞。由于珠江三角洲地勢低平，故海平面上升造成的影響將更為顯著。李平日等[2]曾指出：若海平面上升0.7 m，珠江三角洲地區近1 500 km2的低地將受淹，區內廣州、佛山、珠海、中山等多個城市將受到嚴重威脅。有鑒于此，準確把握珠江三角洲河口的海平面變化特征對區域內的國民生活和生產具有十分重要的意義。多位學者曾對珠江三角洲河口的水文情勢特征作過研究[3-8]。他們主要采用最小二乘回歸直線法、切比謝夫多項式擬合法、圖解法、EOF分析法等，分析海平面變化與地殼運動間的關系。本文利用小波分析法的多分辨率特點，研究影響珠江三角洲河口海平面變化的各種周期性因素，同時結合重標極差法和Mann-Kendall方法，對海平面變化的持續性及突變問題進行了研究。

1 資料來源及數據預處理

1.1 資料來源

采用的數據資料來源為珠江三角洲口門位置的兩個驗潮站（橫門站、萬頃沙站）與網河區內的兩個驗潮站（黃埔站、浮標廠站）的月均水位實測資料。其中，橫門站、浮標廠站和黃埔站水位資料的時間長度均為41 a（1957－1997年），萬頃沙站為42 a（1953－1994年）。為便于對比分析，凸顯河口區的整體變化趨勢，本文選擇這4個站的38 a（1957－1994年）的月均水位資料進行研究。對于研究時段內個別缺測和漏測的數據先進行三次樣條插值補齊。圖1給出了4個站的位置圖。

1.2 數據預處理

鑒于海平面1 a左右的周期性變化顯著，掩蓋了更大尺度的周期變化特征，故先對資料序列進行低通濾波[9]。利用db5小波對4個站的水位資料進行4層小波分解，提取第4層的近似系數進行重構，得到的時間序列有效地消除了16個月以下的海平面周期性變動。

2 研究方法

2.1 小波方法

小波分析具有多分辨率的特點，在時域和頻域上都有表征信號局部信息的能力，因此適合于處理非平穩信號，在天氣學、遙感、海洋科學中具有廣泛的應用前景。文獻[9-11]專門對小波的使用方法進行過詳細的介紹，本文主要側重于小波方法的應用和結果的分析。選用Morlet小波對濾波后的數據進行小波變換[11]，得到4個站的小波功率圖，見圖2。

圖2中的等值線表示不同大小的小波譜密度值。粗等值線圍成的部分為通過紅噪音譜檢驗，置信水平達到95%的區域。圖中V型曲線包圍之外的部分，稱為影響錐[11]。影響錐內的部分，由于端點效應，可信度較差。

圖1 珠江三角洲位置圖Fig. 1 Location of Pearl River Delta

由圖2中可知，在1960－1965年，4個站的水位均存在顯著的2～4 a（黃埔站為2～4.7 a）的周期性變化，置信水平達到95%；1980－1985年，除浮標廠站外，其他3個站的水位變動均存在2～8 a的周期性變動（橫門站和黃埔站為4～8 a，萬頃沙站為2～4年），但顯著水平均未超過5%；1990－1994年，4個站的水位均存在2～8 a的周期性變化，但由于位于影響錐內，故可信度不高，不予考慮；總體上，4個站8 a以上尺度等值線分布較稀疏。

圖2 4個站的小波功率譜Fig. 2 Wavelet power spectrum of four tidal stations

曾昭璇[3]、任美鍔[12]等曾指出：1963年為特旱年；陳特固等[13]也指出1963年為強厄爾尼諾年，其原因主要是受到大氣環流異常，即厄爾尼諾的影響，而不是構造運動或交點潮的影響。崔偉中[14]利用高要、石角、博羅3個水文站1957－2000年的實測徑流資料繪制的徑流曲線也清晰的表明，1963年珠江流域出現歷史上的徑流低值。

圖3和圖4分別給出了4個站相應的2～8 a周期域內的小波功率譜及全域小波功率譜[9]，更為直觀地印證了圖2中的2～8 a的周期性影響成分。圖4中的功率譜線在平均紅噪音譜線之上的部分表示通過紅噪音檢驗，具有一定的顯著性水平；而在95% 的置信曲線以上的部分為通過紅噪音檢驗且置信水平達到95%的部分，表1和表2分別給出了圖3和圖4的分析結果。

圖3 4個站2～8 a周期域內的小波功率譜Fig 3 2-8 a average wavelet power spectrum of four stations

圖4 4個站全域的小波功率譜Fig 4 Whole wavelet power spectrum of four stations

由表1可知，在單獨考慮水位的2～8 a的周期性變動情況下，口門位置的兩個站（橫門站、萬頃沙站）之間的情況基本相同，其中橫門站的水位在1971－1976年也受到微弱的影響；網河區的兩個站（黃埔站、浮標廠站）之間的情況也基本相同。但是對比1964年與1994年的2～8 a周期因子的影響強度，可以發現：位于口門位置的驗潮站兩者相差不大，而網河區的則前者明顯大于后者；分別比較網河區和口門區的測站受影響情況，還可發現，即使位于三角洲相同區域（網河區或口門位置），越伸入內陸，相同影響年水位的受影響程度越大。

表1 4個站2～8 a周期性波動的影響年份及相應強度Tab. 1 Influenced years and corresponding intensities

表2中，4個站的水位變動除了存在2～8 a的周期性變化外，還存在10 a左右和20 a左右（橫門站除外）尺度的周期性變動。研究表明[15-17]，太陽黑子11.1 a的活動周期以及太陽黑子群磁場極性分布存在的22 a周期性的變化，對地球上的多種氣象要素（氣壓、氣溫、雨量等）和水文要素（水溫、徑流量）等具有十分顯著的影響。同時，由于珠江三角洲河口區為感潮河段，而潮汐分潮中8.85 a和18.61 a的長周期分潮[18]也是珠江三角洲水位分別出現10 a周期和20 a周期波動的不可忽視的因素。陳菊英[19]指出：20世紀ENSO事件對18～19 a天文物理準周期存在韻律響應關系。18～19 a周期是太陽－月球－地球三體運動產生朔望月與回歸年的調諧周。此外，從表2中還可以得出，口門區的測站8 a左右周期（6.7～8 a）的水位變化的顯著性要小于網河區的相近周期的水位變動。

表2 引起水位顯著性變化的尺度因子統計Tab. 2 Statistics of Scale Factor arousing remarkable change of water level

臧恒范和王紹武[20]認為，1954－1989年共存在8個厄爾尼諾事件和6個拉尼娜事件；王世平[21]利用美國CAC（美國氣候分析中心）所提供的1950年以來的赤道中東太平洋的四個海溫指標區的指標（月海溫距平值），計算得出1950－1989年共存在11個厄爾尼諾過程和9個反厄爾尼諾過程，其中厄爾尼諾年有12 a，反厄爾尼諾年有16 a。表3給出了文獻[20,21]對1954－1989年間厄爾尼諾－拉尼娜過程的各自的判定結果。

對比表3可知，在消除小于16個月尺度的水位周期性變動的情況下，可以看到珠江三角洲河口的水位變化周期與2～8 a的厄爾尼諾-拉尼娜周期一致，此外還與11 a和22 a的太陽黑子周期、8.85 a和18.61 a的潮汐周期相近。

表3 1954－1989年間的厄爾尼諾－拉尼娜過程Tab. 3 El Nino-La Nina process between the year 1954 and 1989

羅章仁[22]、王兆印等[23]指出：珠江三角洲1970－1990年的圍墾灘涂與聯圍活動，導致主干水道隨著三角洲濱線向海推進而伸長并緩慢淤高，網河系統逐漸向海推移，受潮汐影響加大；口門位置淺灘發育，納潮量減小，潮汐作用弱化。20世紀80年代以后，在網河及口外的大規模采沙行為則導致河床劇烈下切，水面下降。可以說，人類活動進一步增加了珠江三角洲水位變化的復雜性。

2.2 重標極差分析方法

重標極差分析法，又稱為R/S分析法，是由水文學家H.E.赫斯特于1951年提出的一種統計分析方法，能對時間序列的未來總體發展趨勢做出科學預測[24-26]。

式中：H為赫斯特指數，是度量序列相關性和趨勢強度的指標，即用來判斷時間序列的長期趨勢性；為對應不同子序列的平均重標度極差值，其中，n為子序列長度；C為任意常數。按照H的取值范圍分為三種不同情況：當H=0.5時，該時間序列遵循布朗運動，即對于任意時刻t，過去和未來的數據相關性為零，是獨立的隨機過程；當0.5＜H≤1時，認為序列具有持續性，即時間序列是一個持久性的或趨勢增強的序列，H越接近于1，相關性越強；當0≤H＜0.5時，序列具有反持續性，存在“均值復歸”現象，即時間序列在前一個時期存在一個向上的趨勢，則它在后一個時期就很可能有一個下降的趨勢，反之亦然。頻繁的出現逆轉，使得反持續性序列比隨機序列具有更為強烈的波動性，反持續性強度隨著H接近于0而逐步加強。

而V統計量，最初是赫斯特用來檢驗R/S值的穩定性的，彼得斯則用它來測量“長期記憶的長度”[25]：

如果時間序列是由一個獨立的隨機過程產生的，則V～ln(n)（n為時間長度變量）變化的曲線應是一條水平線；如果時間序列具有狀態持續特征(0.5＜H≤1)，則該曲線為一條向上傾斜的直線；如果時間序列具有反持續特征 (0≤H＜0.5)，則曲線是一條向下傾斜的直線。

圖5給出了4個站（橫門、萬頃沙、黃埔、浮標廠）的Hurst指數和V統計量的估計圖。從圖5中可以看出，4個站的Hurst值均大于0.5，其中橫門站和萬頃沙站的Hurst指數均超過0.75，橫門站更是接近0.9，表明4個站的水位變動具有明顯的持續性，即原來的水位變動如果呈上升趨勢，則接下來很有可能還是上升趨勢；由浮標廠站至橫門站，Hurst指數變動的總體趨勢為由小變大，表明越靠近口門，水位變動趨勢增強的可能性就越大。各站相應的V統計量變化情況也印證了這個結論。

圖5 Hurst指數與V統計量估計圖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)法是一種非參數統計檢驗方法，亦稱無分布檢驗，其優點是不需要樣本遵從一定的分布，亦不受少數異常值的干擾，不僅計算簡便，而且可以明確突變開始的時間，并指出突變區域[27]。詳細的計算步驟參見文獻[27-29]。

圖6給出了4個站的M-K法的檢驗圖，圖中的上下兩條水平虛線表示99%的置信限。若UFk或UBk的值大于0，表示序列呈上升趨勢，小于0則表明呈下降趨勢。當它們超過置信限時，表明上升或下降趨勢顯著。超過置信限的范圍確定為出現突變的時間區域。如果UFk和UBk兩條曲線出現交點，且交點在臨界線之間，那么交點對應的時刻便是突變開始的時間。

圖6 4個站的M-K檢驗圖Fig. 6 M-K Inspection diagram of four stations

觀察圖6中的UFk（實線）曲線走勢可以發現，橫門站1959年之前的水位變化為下降趨勢，1959年之后為顯著上升趨勢，但在1963年下半年至1965年上升趨勢減緩，這期間恰好發生了厄爾尼諾事件（具體的影響機制尚待進一步分析）。UFk（實線）和UBk（虛線）曲線在上下限之間未有交點，表明在1957－1994年間，橫門站水位變動未發生突變；萬頃沙站在1959年之前水位變動為下降趨勢，1960年之后為顯著上升階段，但在1963－1966年間上升趨勢放緩，并在1963年下半年至1965年間由上升趨勢轉為下降趨勢。萬頃沙站在整個研究時間域內未發現突變點；黃埔站1988年之前大部分為水位下降階段，只是在1959－1961年、1974－1976年水位有緩慢上升趨勢，但并未超過99%的置信限。黃埔站水位在1961－1963年發生突變，與厄爾尼諾的影響相呼應；浮標廠站1974年之后水位為上升趨勢，并在1980－1985年和1994年之后為水位的顯著上升區段，1960－1963年水位的趨勢在上升和下降之間振蕩。浮標廠站在1957－1994年間內未發生突變。總體上，口門位置的海平面上升趨勢始于20世紀60年代，而網河區的水位上升趨勢則始于20世紀七、八十年代，與人類對珠江三角洲的大規模開發的時間相對應，可認為網河區的水位上升與人類活動有密切的聯系。

表4給出了4個站利用Sen氏非參數估計法[30]計算出的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，且越接近口門位置，速度值越大。

表4 4個站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

陳特固等(1)陳特固, 許時耕. 近40年來珠江口海平面的變化趨勢. 南海研究與開發, 1993 (2): 1-9.在研究中指出：1951－1963年間，珠江口海平面的變化呈波動下降趨勢；1963年以后總的變化趨勢為上升趨勢，其中，1963－1973年為顯著上升階段。在其隨后的研究(2)陳特固. 近數十年珠江口海平面變化的地區差異. 南海研究與開發,1994 (3): 7-12.中又指出：近30 a來珠江徑流量每變化1 000億m3時，河口型驗潮站的年平均海平面（或半潮面）相應變化4～6 cm，顯著性水平達0.01。并指出1959年以來珠江徑流量負距平超過1 000億m3的年份有1960年、 1963年、1969年、 1974年和1984年等。這種轉折性在M-K法分析結果中亦有所反映。

3 結 論

由于采用的時間序列的起止時間和研究方法的不同，關于珠江三角洲河口海平面變化的結論有所不同。本文以珠江三角洲網河區及口門位置的四個驗潮站38 a的月均水位資料為基礎，利用小波分析、重標極差分析法和Mann-Kendall法對珠江三角洲河口的海平面變化特征進行研究，得出以下結論：

a) 1957－1994年間，珠江口海平面變動的周期主要為2～8 a，與厄爾尼諾－拉尼娜變化周期相近，此外，還存在10 a左右和20 a左右的周期性變化。

b) 珠江三角洲網河區與口門位置的海平面周期性變動趨勢總體上一致，但各具特點，就2～8 a周期性變化而言，口門位置的影響持續時間相應的比網河區的短5～10 a。即使位于三角洲相同區域（網河區或口門位置），越伸入內陸，相同影響年海平面的受影響程度越大。

c) 珠江三角洲口門位置（橫門站、萬頃沙站）及網河區（黃埔、浮標廠）的海平面變動均具有顯著的持續性，且越靠近口門，這種持續性越明顯。

d) 口門位置的海平面自20世紀60年代起呈上升趨勢，而網河區的海平面上升趨勢則始于20世紀70年代中期。口門位置與網河區的水位均經歷了先下降，后上升的過程。1957－1994年間珠江三角洲河口的海平面上升速度介于1.6～4.0 mm/a，且越接近口門，上升速度越快。

[1] 姚章民, 謝志強, 沈鴻金. 珠江三角洲地區水文站網布設及水文測驗的分析研究 [J]. 水文, 2003, 23(5): 20-27.

[2] 李平日, 方國祥, 黃光慶. 海平面上升對珠江三角洲經濟建設的可能影響及對策 [J]. 地理學報, 1993, 48(6): 527-534.

[3] 曾昭璇, 劉南威, 胡男, 等. 珠江口水位變化的趨勢—驗潮站記錄分析 [J]. 熱帶海洋, 1992, 11(4): 56-62.

[4] 曾昭璇, 李平日. 珠江口海平面上升趨勢與地殼運動 [J]. 熱帶地理, 1992, 12 (2): 99-107.

[5] 趙煥庭. 珠江河口演變 [M]. 北京: 海洋出版社, 1990.

[6] 丁麗青. 華南沿海海平面變化特征及其與地震關系 [J]. 華南地震, 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] 楊清書, 沈煥庭, 羅憲林, 等. 珠江三角洲網河區水位變化趨勢研究 [J]. 海洋學報, 2002, 24(2): 30-38.

[9] 楊建國. 小波分析及其工程應用 [M]. 北京: 機械工業出版社.

[10] 董長虹. Matlab小波分析工具箱原理與應用 [M]. 北京: 國防工業出版社, 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] 任美鍔. 中國的三大三角洲 [M]. 北京: 高等教育出版社, 1994:

[13] 陳特固, 詹小涌. 廣東沿岸1963年海平面異常低的原因分析 [J].熱帶海洋, 1988(2): 45-53.

[14] 崔偉中. 珠江河口水環境的時空變異及對生態系統的影響 [D].南京: 河海大學, 2006.

[15] 劉清仁. 松花江流域水旱災害發生規律及長期預報研究 [J]. 水科學進展, 1994, 5(4): 319-327.

[16] 曾治權. 太陽活動、地磁場干擾因子與我國水旱災害受災面積的相關分析 [J]. 中國減災, 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] 方國洪, 王驥, 陳宗鏞, 等. 潮汐和潮流的分析與預報 [M]. 北京: 海洋出版社, 1986.

[19] 陳菊英. ENSO和長江大水對天文因子的響應研究 [J]. 地球物理學報, 1999, 42(增刊): 30-40.

[20] 臧恒范, 王紹武. 1854-1987年期間的埃爾尼諾與反埃爾尼諾事件 [J]. 海洋學報, 1991, 13(1): 26-34.

[21] 王世平. 埃爾尼諾事件的判據、分類和特征 [J]. 海洋學報. 1991,13(5): 611-620.

[22] 羅章仁. 人類活動引起的珠江三角洲網河和河口效應 [J]. 海洋地質動態, 2004, 20(7): 35-36.

[23] 王兆印, 程東升, 劉成. 人類活動對典型三角洲演變的影響－I長江和珠江三角洲 [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. 資本市場的混沌與秩序 [M]. 王小東, 譯. 北京: 經濟科學出版社, 1999.

[26] 王孝禮, 胡寶清, 夏軍. 水文時序趨勢與變異點的R/S分析法[J]. 武漢大學學報, 2002, 35(2): 11-12.

[27] 魏鳳英. 現代氣候統計診斷與預測技術 [M]. 北京: 氣象出版社,1999.

[28] 曹潔萍, 遲道才, 武立強, 等. Mann-Kendall檢驗方法在降水趨勢分析中的應用研究 [J]. 農業科技與裝備, 2008, (5): 35-40.

[29] 于延勝, 陳興偉. R/S和Mann-Kendall法綜合分析水文時間序列未來的趨勢特征 [J]. 水資源與水工程學報, 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

國家自然科學重點基金資助項目(50839005)；2009廣東水利科技創新與推廣項目

路劍飛（1984―），男，黑龍江大慶人，博士研究生，從事河口海岸水環境研究。電子郵箱：ppppwjljf1@163.com