夏雪瑾　徐健　馮文靜　李琦

摘要：為掌握長江入海流量及其變化趨勢，采用Mann-Kendall檢驗等方法研究大通站1978-2014年流量變化趨勢；并根據(jù)大通站和徐六涇站1997-2014年流量，探討兩站流量間關系。研究表明：大通年均流量有增加趨勢，但趨勢不顯著，其中1月和2月月均流量顯著性增加，10月顯著性減??；大通與徐六涇年均流量和月均流量過程基本一致，大通年徑流量基本能代表長江河口入海年徑流量；徐六涇、大通站汛期和非汛期流量顯著性相關，所得回歸方程可初步用于流量預測。

關鍵詞：長江入海流量；非參數(shù)Mann-KendaU檢驗；突變；相關分析

中圖分類號：U618 文獻標識碼：A 文章編號：1006-7973（2016）06-0071-03

長江口集中了陳行、青草沙、東風西沙三個飲用水水源地，供應原水占全市原水供水比例的70%以上，是保障上海城市供水安全的重要水源地。但長江口咸淡水交匯，淡水資源利用易受咸潮入侵和河口水質(zhì)的影響。人海徑流變化是影響咸潮入侵和長江口水質(zhì)的重要因素，研究長江人海流量的變化對保障上海水安全具有十分重要的實際意義。為此，本文收集了大通、徐六涇站流量資料，對以下兩個問題進行分析和探討：①從多年尺度看，長江人海流量的變化趨勢；②大通流量與徐六涇流量能否建立相關關系。

1.長江入海流量變化趨勢

1.1長江入海流量變化趨勢檢驗

大通站處于長江的潮區(qū)界，該站的流量通常作為長江下游和長江口治理開發(fā)的基礎依據(jù)和控制指標，也是上游來水量的直接體現(xiàn)。本文收集1978-2014年大通站流量資料，采用Mann-Kendall趨勢檢驗法對大通流量的變化趨勢進行分析，具體結果見.圖1。

M-K法最初由Mann和Kendall提出，用于檢驗時間序列是否存在趨勢性，目前廣泛用于分析降水、徑流、水質(zhì)和氣候等要素的時間序列趨勢變化。M-K法計算得到的為Kendall秩次相關系數(shù)，表示序列呈增加趨勢，則為減少趨勢；越大，表明變化趨勢越顯著，時表示通過顯著水平的趨勢檢驗。由圖1可知，大通年平均流量從1978年至2014年有減少趨勢，但減少趨勢不顯著；大通月均流量1978年至2014年呈增加趨勢的月份比呈減少趨勢的月份多，其中1月和2月大通月均流量顯著性增加，10月大通月均流量顯著性減小。

為了解趨勢變化顯著的1-2月和10月大通流量趨勢形成的演變過程和突變年份，采用VB實現(xiàn)M-K突變分析，其結果見圖2。圖中UF和UB兩條曲線在臨界線之間的交點所對應的時刻就是突變開始的時間。

由圖2可知，1月份大通突變的時間出現(xiàn)在1988-1989年之間，2月份大通突變的時間出現(xiàn)在1981-1982年、1985-1986年和1988-1989年之間，10月份大通突變的時間出現(xiàn)在1997年和2001-2002年之間。對Mann-Kendall檢驗法初步識別的突變點進行滑動T檢驗，進一步復核突變點的準確性，結果見表1。

由表1可知，1月份和2月份大通突變的時間出現(xiàn)在1987-1988年之間，10月份大通突變的時間出現(xiàn)在2001-2003年之間。

1.2大通徑流變化原因分析

大通徑流量的變化主要受氣候變化和人類活動的影響。根據(jù)對近60年來氣候變化和長江流域徑流量變化的分析可知，徑流量變化受到人類活動的影響遠遠大于其受氣候變化的影響。長江上游修建的大量水庫均為季節(jié)性調(diào)節(jié)水庫，對大通水文站年徑流量影響不明顯，但對大通站年內(nèi)徑流量分配影響比較明顯，這可能是大通水文站10月徑流量顯著減小、1-2月徑流量顯著增加的重要原因。

根據(jù)長江流域及西南諸河水資源公報，長江流域大中型水庫2000年末蓄水總量699.4億，大通10月月均徑流量為38748m3/s；2003年大中型水庫年末蓄水量比2000年多了119億（增加了近17%），大通10月月均徑流量為31658 m3/s（減少了18.3%）；這可能是10月大通徑流量2001-2003年突變減少的主要原因之一。

2.大通、徐六涇流量關系

大通水文站（長江干流最下游），距河口（徐六涇）約513km，其間雖無大的支流匯人，但兩岸有不少的引水排澇工程，隨著社會經(jīng)濟的高速發(fā)展，大通至徐六涇段兩岸水資源消耗與需求急劇增長，引排水量不斷增加，加之跨流域調(diào)水，長江河口段的實際人海流量與大通流量有所差異。上海市通常意義的長江口指徐六涇以下的河口，徐六涇流量才是真實的人海通量，探討長江的實際人海流量與大通流量的相互關系可掌握長江的實際人海流量，為進入長江口的水量、沙量和污染物通量提供了可靠、準確的基礎資料。本文通過收集1997-2014年大通站及徐六涇近年來的流量整編資料，研究探討大通流量——徐六涇流量間的關系。

2.1大通與徐六涇年徑流量過程及其分析

據(jù)1997-2014年實測資料統(tǒng)計分析，大通與徐六涇的年徑流量過程基本一致，徑流量變化雖有一定的震蕩，但沒有出現(xiàn)趨勢性變化；大通站年均徑流量為8810億m3，徐六涇站為8959億m3，徐六涇站的年徑流量比大通站大1.7%，大通站年徑流量基本能代表長江河口人海年徑流量。大通和徐六涇站年流量過程見圖3。

2.2大通與徐六涇月流量過程及其分析

徐六涇與大通的月均流量過程見圖4。徐六涇與大通的月均流量過程基本一致，水量年內(nèi)分配不均，均有較明顯的洪枯季變化，從5月份開始逐漸增大，至7月達到最大（占全年的14%），10月以后顯見減小，至次年1月出現(xiàn)最低值（占全年的4%）。徐六涇與大通月均流量差值較小，徐六涇月均流量比大通月均流量最多高2687 m3/s（9月），增加了6.4%；最多低188m3/s（5月），減少了0.6%；除5月外，其他各月徐六涇月均流量均大于大通月均流量。

根據(jù)對大通和徐六涇站1997-2014年各月月均流量的統(tǒng)計及對比，區(qū)間引排水等可能對徐六涇月均流量有一定的影響，但相對于徐六涇站流量，其調(diào)節(jié)能力不大，大通站流量是影響徐六涇站流量的主要因素之一。

對大通站和徐六涇站1997-2013年汛期（5～9月）和非汛期（10月至翌年4月）流量進行Pearson相關洼分析，大通站和徐六涇站非汛期流量顯著性相關（p<0.01）；大通站和徐六涇站汛期流量顯著性相關（p<0.01）。

采用1997-2013年的大通和徐六涇站汛期和非汛期流量，以徐六涇流量為因變量y，大通流量為自變量x，進行一元線性回歸分析。回歸分析結果見圖5。非汛期大通站和徐六涇站流量回歸方程為，汛期大通站和徐六涇站流量回歸方程為。

采用2014年大通和徐六涇站實測月均流量對兩個回歸方程進行誤差分析。誤差分析結果見表2。

預測的2014年徐六涇非汛期流量和汛期流量均比實測值偏大，相對誤差分別為2.04%和1.44%；建立的回歸方程可為初步的流量預測提供支撐。為更好地建立兩站的流量關系，今后還需綜合考慮區(qū)間引排水量、降雨等因素的影響。

3.小結

（1）采用Mann-Kendall趨勢檢驗法分析，大通年平均流量從1978年至今有增加趨勢，但增加趨勢不顯著；大通月均流量從1978年至今呈增加趨勢的月份比呈減少趨勢的月份多，其中1月和2月大通月均流量顯著性增加，10月大通月均流量顯著性減小；1月和2月大通突變的時間出現(xiàn)在1987-1988年之間，10月大通突變的時間出現(xiàn)在2001-2003年之間；水庫的季節(jié)性調(diào)節(jié)是大通水文站10月徑流量顯著減小、1-2月徑流量顯著增加的重要原因之一。

（2）據(jù)1997-2014年實測資料統(tǒng)計分析，大通與徐六涇的年均流量過程和月均流量過程基本一致；徐六涇站的年徑流量比大通站大1.7%，大通站年徑流量基本能代表長江河口人海年徑流量。

（3）徐六涇、大通流量間存在一定的相關關系。對1997-2014年大通站和徐六涇站汛期（5-9月）和非汛期（10月至翌年4月）各月的月均流量進行Pearson相關性分析，兩站非汛期和汛期流量顯著性相關；分別建立了非汛期和汛期線性回歸方程，可為初步的流量預測提供支撐；為更好地建立兩站的流量關系，今后還需綜合考慮區(qū)間引排水量、降雨等因素的影響。