長江口潮位非一致性及對水文設(shè)計的影響研究

張 悅，李國芳

(河海大學(xué) 水文水資源學(xué)院， 南京 210098)

長江口潮位非一致性及對水文設(shè)計的影響研究

張 悅，李國芳

(河海大學(xué) 水文水資源學(xué)院， 南京 210098)

采用Mann-Kendall檢驗和Spearman秩次相關(guān)檢驗等非參數(shù)統(tǒng)計檢驗方法分析了1950—2009年長江鎮(zhèn)江和江陰站潮位的變化趨勢。分析結(jié)果表明：鎮(zhèn)江站年最高、最低潮位均存在顯著的抬升趨勢，年平均潮位也呈現(xiàn)不明顯的上升趨勢；江陰站除年最高潮位存在明顯抬升外，年平均和年最低潮位的變化趨勢均不顯著。利用滑動t檢驗、滑動秩和檢驗以及Pettitt檢驗法對潮位時間序列進行突變檢測，3種突變檢測結(jié)果基本一致：鎮(zhèn)江站年最高和年平均潮位均在1979年發(fā)生最強突變，年最低潮位在1987年發(fā)生變異；江陰站年最高潮位亦在1979年發(fā)生突變，但年平均和年最低潮位均未發(fā)生顯著變異。以上述2站的年最高潮位序列為例，初步分析了潮位非一致變化的原因，潮位的這種非一致變化增加了水文頻率分析的難度，并降低了水文設(shè)計值的防洪標(biāo)準(zhǔn)。

年最高潮位；年最低潮位；年平均潮位；非一致性；水文設(shè)計

水文序列作為水文分析計算的基礎(chǔ)，必須滿足可靠性、代表性和一致性。然而近年來，隨著全球氣候變化和人類活動的影響，特別是大規(guī)模社會經(jīng)濟活動的持續(xù)增強，高密度水利工程群、城市群和大范圍水土保持措施的建設(shè)，形成了復(fù)雜的人類活動影響鏈，改變了流域下墊面的產(chǎn)匯流規(guī)律和天然洪水的時空分配過程[1]，進而使水文序列不滿足一致性條件，而呈現(xiàn)出階段性特征。分析和研究水文序列的變異規(guī)律，對水文模擬和預(yù)報、水文設(shè)計中頻率分析方法的選擇、水庫調(diào)度方案的確定以及防洪減災(zāi)對策的制訂都具有重要意義。因此，本文以鎮(zhèn)江和江陰站為例，探討其年最高、年最低以及年平均潮位的變化趨勢和變異特性，從多個角度分析造成這一現(xiàn)象的原因，并進一步研究對水文設(shè)計的影響，為長江感潮河段的水利工程設(shè)計及運行管理提供參考依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 資料收集與處理

本文收集了長江江蘇段鎮(zhèn)江和江陰站1950—2009年共60 a的每日潮位資料，以及長江大通站相應(yīng)時段的逐日平均流量資料。2站潮位資料均采用鎮(zhèn)江吳淞基面。

1.2 研究方法

本文采用Mann-Kendall檢驗和Spearman秩次相關(guān)檢驗[2]對2站3種不同的年潮位序列進行趨勢分析，利用滑動t檢驗、滑動秩和檢驗和Pettitt檢驗對其進行突變點檢測。檢測結(jié)果較為滿意，并在很大程度上避免了單一判別方法的不足。

1.2.1 Mann-Kendall檢驗

Mann-Kendall法是一種非參數(shù)檢驗方法，現(xiàn)已廣泛用于降水、徑流和氣溫等要素的時間序列的趨勢變化分析。該方法不需要樣本服從一定的分布，適用于水文、氣象等非正態(tài)分布的數(shù)據(jù)，計算簡便[3]。具體計算方法如下[4-6]所述。

原假設(shè)為序列無趨勢性變化。對于樣本容量為n的時間序列Xt，構(gòu)造如下統(tǒng)計量：

(1)

式中:n為樣本長度；xj和xi分別為序列中的數(shù)值。

(2)

當(dāng)n≥10時，統(tǒng)計量近似服從正態(tài)分布，其標(biāo)準(zhǔn)化后的量由下式計算：

(3)

根據(jù)顯著性水平α可得到臨界值Zα/2，當(dāng)|Z|>Zα/2時，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為系列存在趨勢變化；否則，接受序列無趨勢變化的原假設(shè)。本文統(tǒng)一取顯著性水平α=0.05進行各種統(tǒng)計檢驗。

1.2.2 Spearman秩次相關(guān)檢驗

Spearman秩次相關(guān)檢驗[4,7 ]也是一種非參數(shù)檢驗方法。在運算時，將按時間順序的原始序列xi(i=1，2，…n)從大到小排列并統(tǒng)一編號(從1開始)，每個數(shù)對應(yīng)的編號定義為它的秩Ri，相同數(shù)的秩取編號的平均值。

原假設(shè)為序列無趨勢性。統(tǒng)計量t由下式計算：

(4)

式中：rSRC為秩號-序號相關(guān)系數(shù)，其表達(dá)式為

(5)

式中：i為序列編號；di=RXi-RYi，RXi和RYi分別代表序號和秩號。

1.2.3 滑動t檢驗

滑動t檢驗是對傳統(tǒng)t檢驗的改進，為搜索出變異點依次滑動，設(shè)變異點在不同位置n1(1≤n1≤n-1)，每次把連續(xù)的序列x分成2個子樣本,即(x1,x2,…,xn1)和(xn1+1,xn1+2,…,xn1+n2)，其中n1+n2=n?；瑒觮檢驗的原假設(shè)為：變異點前、后2個子樣本來自均值相同的總體。統(tǒng)計量t由下式計算：

(6)

式中:n1，n2為2個子樣本的容量；a1，a2為2個子樣本的均值；s1，s2為2個子樣本的均方差。

1.2.4 滑動秩和檢驗

設(shè)分割點τ0前后2序列總體的分布函數(shù)各為F1(X)和F2(X)。從總體F1(X)和F2(X)中分別抽取容量為n1和n2的的2個子樣本(n1+n2=n)，對F1(X)=F2(X)這一假設(shè)進行檢驗。將2個樣本數(shù)據(jù)依大小次序從小到大排列并統(tǒng)一編號，規(guī)定每個數(shù)據(jù)在排列中所對應(yīng)的序數(shù)為該數(shù)的秩，對于同樣的數(shù)值，則用它們序數(shù)的平均值作為秩。記容量小的樣本各數(shù)值的秩之和為W，秩和檢驗就是根據(jù)統(tǒng)計量U作檢驗的，當(dāng)n1>10，n2>10時，U近似服從正態(tài)分布。統(tǒng)計量U可由下式計算：

(7)

式中:n1為小樣本容量；n2為大樣本容量。

根據(jù)顯著性水平α可得到臨界值Uα/2，當(dāng)|U|>Uα/2時，拒絕原假設(shè)；否則，接受原假設(shè)?；瑒又群蜋z驗中，為搜索出變異點，依次滑動設(shè)變異點在不同位置τ0(1≤τ0≤n-1)，對應(yīng)不同的變異位置τ0，將得出一系列統(tǒng)計量U，找出滿足|U|>Uα/2所有可能的點τ0，選取使統(tǒng)計量|U|達(dá)最大值的點，作為最有可能發(fā)生變異的位置[8]。

1.2.5 Pettitt檢驗

Pettitt檢驗是非參數(shù)檢驗[9-10]，因此較少受到序列特異值的影響，能夠較好地處理偏態(tài)分布的年極值序列。

假設(shè)一長度為n的時間序列xt(t=1，2，… ，n)，定義統(tǒng)計量如下式：

(8)

(9)

(10)

若P0≤0.5，則認(rèn)為t0點為統(tǒng)計上顯著的變點。由此檢測出序列的一級變點，然后以該變點為界將原序列一分為二，繼續(xù)檢測新的變點。重復(fù)上述步驟，可檢測出多級變點。

2 結(jié)果與分析

2.1 潮位序列的趨勢檢測結(jié)果

采用Mann-Kendall檢驗和Spearman秩次相關(guān)檢驗對2站3種不同的年潮位序列進行趨勢檢測。在0.05顯著性水平下，Mann-Kendall檢驗的臨界值Zα/2=1.96，Spearman秩次相關(guān)檢驗的臨界值tα/2=2.002。趨勢檢測結(jié)果見表1。

表1 鎮(zhèn)江和江陰站潮位趨勢檢驗結(jié)果

表2 鎮(zhèn)江和江陰站潮位變異點識別結(jié)果

從表1可以看出，2種檢驗的結(jié)果一致：鎮(zhèn)江站年最高、最低潮位的統(tǒng)計量值均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于顯著性水平α=0.05時對應(yīng)的臨界值，呈明顯上升趨勢；其年平均潮位的統(tǒng)計量值小于顯著性水平α=0.05時對應(yīng)的臨界值，變化不顯著，但表現(xiàn)出弱增加的趨勢。而江陰站除年最高潮位上升趨勢顯著外，其年平均和年最低潮位變化趨勢均不顯著。此外，鎮(zhèn)江站各個序列和江陰站年最高潮位序列的Kendall傾斜度依次達(dá)到了0.150，0.067，0.030，0.068 m/(10 a)。2站不同潮位的線性上升趨勢見圖1。

圖1 鎮(zhèn)江和江陰站年最高、最低和年平均潮位序列趨勢

2.2 潮位序列變異點識別

采用滑動t檢驗法、滑動秩和檢驗法以及Pettitt檢驗法對2站3種不同的年潮位序列進行突變點識別。在0.05顯著性水平下，滑動t檢驗的臨界值tα/2=2.002，滑動秩和檢驗的臨界值Uα/2=1.96。檢測結(jié)果見表2。

由表2可知：對每一潮位而言，滑動t檢驗、滑動秩和檢驗以及Pettitt檢驗的結(jié)果基本相同。對于鎮(zhèn)江站，其年最高潮位和年平均潮位，最為顯著的突變都發(fā)生在1979年；其年最低潮位最為顯著的突變發(fā)生在1987年。對于江陰站，其年最高潮位的顯著突變發(fā)生在1979年，而年平均和年最低潮位均未有顯著突變發(fā)生。2站不同潮位序列的變異如圖2所示。

圖2 鎮(zhèn)江和江陰站年最高、最低和年平均潮位序列變異

3 潮位變異原因分析

長江鎮(zhèn)江、江陰段為感潮河段，受徑流和潮流的共同影響，其潮汐為不規(guī)則的半日潮型，漲落變化有明顯的規(guī)律性[11]。下面以年最高潮位為例，從4個角度分析2站潮位變異的原因。

3.1 上游徑流

長江作為我國第一大河，擁有巨大的徑流量。安徽大通水文站作為長江干流下游區(qū)的控制站，亦可作為鎮(zhèn)江、江陰段上游徑流的代表站。若大通站流量發(fā)生顯著變化，則其潮位也會受到一定的影響。鎮(zhèn)江和江陰站年最高潮位的發(fā)生與大通站年最大流量有較好的同步性，分析大通站1953—2008年的年最大流量序列的變化趨勢，取0.05顯著性水平，M-K檢驗和Spearman秩次相關(guān)檢驗的結(jié)果見表3。可見，2種檢驗的統(tǒng)計量值均小于0.05顯著性水平對應(yīng)的臨界值，變化趨勢不顯著。但由統(tǒng)計量值的符號可知，大通站年最大流量序列呈弱增加的趨勢。

表3 大通站年最大流量序列的趨勢檢驗結(jié)果

3.2 下游海平面

由于全球氣候變暖，冰川消融、海洋表面水體熱膨脹等導(dǎo)致了全球海平面上升。根據(jù)《2009年中國海平面公報》公布的數(shù)據(jù)：“近30 a來，中國沿海海平面總體呈波動上升趨勢，平均上升速率為2.6 mm/a，高于全球海平面平均上升速率。南部沿海(長江口以南)海平面升幅高于北部沿海(長江口以北)，預(yù)計未來30 a，中國沿海海平面還將繼續(xù)上升，比2009年升高80～130 mm。”根據(jù)長江口外驗潮站大戢山站1978年1月—2006年12月、嵊山站1996年1月—2006年12月的實測潮位資料統(tǒng)計，2個站的海平面上升速率分別為4.0 mm/a和6.3 mm/a。海平面上升，不僅使入海徑流受潮流的頂托作用加強，還由于水深增大而使波浪作用增強，同等情況下風(fēng)暴增水加劇，這些都具有抬高長江潮位的效應(yīng)[12]。根據(jù)龔政等[13]的研究，長江口海平面上升導(dǎo)致感潮河段水位抬升的幅度隨著距河口距離的增大而減小，在張家港—十一圩附近分為上下2段，上段的抬升速率為1～2.5 mm/a(江陰站處于此段)，下段的抬升速率為4～6 mm/a，而鎮(zhèn)江站距離河口300 km以上，海平面上升對其水位的抬升效應(yīng)微乎其微。

3.3 區(qū)間水力特性

選取歷年鎮(zhèn)江站和江陰站年最高潮位及其相應(yīng)的大通站日平均流量(考慮徑流傳播時間)，分1950—1978年、1979—2009年兩階段，點繪其年最高潮位與相應(yīng)大通日平均流量的關(guān)系，見圖3。

圖3 鎮(zhèn)江和江陰站年最高潮位與大通站相應(yīng)日平均流量關(guān)系

從圖3中可看出，相同時間階段，受臺風(fēng)影響和不受臺風(fēng)影響的點據(jù)明顯分群，這是由于2種情況下2站年最高潮位的形成機理明顯不同。排除臺風(fēng)影響，根據(jù)未受臺風(fēng)影響的樣本分析水位-流量關(guān)系，可見1979年前、后相關(guān)關(guān)系發(fā)生明顯變化，對應(yīng)相同大通流量，后期的年最高潮位顯著高于前期。從另一角度證明鎮(zhèn)江和江陰站年最高潮位確實發(fā)生了變異，同時間接說明區(qū)間的水力特性發(fā)生了改變。導(dǎo)致區(qū)間水力特性改變的具體原因較多，如：隨著人類對長江沿線資源的開發(fā)，許多城市根據(jù)自身發(fā)展的需要并港建閘，并依據(jù)當(dāng)?shù)厮檎{(diào)整閘門的啟閉以達(dá)到防洪排澇、蓄淡灌溉的最佳效益，較大程度上破壞了長江干流與各支流水量的天然連通性，改變了支流進入長江干流的水量及長江干流進入各支流的水量；還有圍墾江灘使得河槽的容蓄能力降低，致使干流潮位抬高等。

3.4 極端氣象條件

在理論上隨著氣候變暖，風(fēng)暴潮的強度和發(fā)生頻率也會增加。從圖3中可知，對受臺風(fēng)影響的若干年份，鎮(zhèn)江站年最高潮位明顯抬升，普遍高于相同流量下未受臺風(fēng)影響的相應(yīng)潮位。其中，對鎮(zhèn)江和江陰站年最高潮位造成影響的臺風(fēng)在1979年前為2場(5612和7413號臺風(fēng))，而在1979年后多達(dá)8場(除共同的8114，9608，9711，0012，0216號臺風(fēng)、2005年的“麥莎”臺風(fēng)和2006年的“帕麗斯”臺風(fēng)外，分別有9120和9216號臺風(fēng))。可見，1979年后臺風(fēng)活動頻度增加也是造成長江口年最高潮位抬升的原因。

4 對水文設(shè)計的影響

水文設(shè)計的任務(wù)是推求流量、水位、雨量等水文要素在指定設(shè)計標(biāo)準(zhǔn)下的設(shè)計值，為各種水利工程或涉水工程確定的規(guī)劃設(shè)計和運行管理提供依據(jù)。而水文資料是進行水文設(shè)計的重要基礎(chǔ)，當(dāng)水文資料由于自然或人為原因發(fā)生階段性改變，勢必會對水文設(shè)計的科學(xué)性和可靠性產(chǎn)生影響。下面仍以鎮(zhèn)江和江陰站年最高潮位序列為例，分析潮位變化對水文設(shè)計的影響，主要包括以下2方面：

(1) 破壞了水文序列一致性，使水文頻率分析的難度增加，設(shè)計成果的可靠性降低。

傳統(tǒng)的水文頻率分析建立在樣本序列滿足獨立、同分布的基礎(chǔ)上，要求其滿足一致性。就鎮(zhèn)江站年最高潮位而言，序列已發(fā)生變異，倘若繼續(xù)采用傳統(tǒng)的水文頻率分析方法進行處理，將使設(shè)計結(jié)果的不確定性增大[14-15]，而國內(nèi)對于非一致性序列頻率分析的研究又較少，主要集中在基于序列一致性修正[16-17]和基于序列時變與穩(wěn)態(tài)成分的分解與合成[18]2個方面，且均存在一定的誤差，在增加水文頻率分析難度的同時，降低了設(shè)計成果的可靠性。

(2) 設(shè)計高潮位出現(xiàn)頻率增加，重現(xiàn)期縮短，降低了水文設(shè)計值的防洪標(biāo)準(zhǔn)。

隨著鎮(zhèn)江和江陰站年潮位的整體抬升，原來的設(shè)計高潮位出現(xiàn)的頻率將隨之增大，且增加的幅度是非線性的，呈指數(shù)遞增規(guī)律[19]，進而導(dǎo)致設(shè)計值的重現(xiàn)期縮短。為更直觀地描述兩站年最高潮位設(shè)計值的變化，以年最高潮位序列變異點1979年為分界點，將其分為1950—1978年和1979—2009年兩階段，分別進行頻率分析。頻率分析所采用的總體分布線型為P-Ⅲ型，參數(shù)估計采用線性矩法并結(jié)合目估適線法微調(diào)。通過頻率分析得到兩站1950—1978年、1979—2009年最高潮位的概率分布見圖4。統(tǒng)計參數(shù)及不同頻率的設(shè)計年最高潮位見表4。

圖4 鎮(zhèn)江和江陰站分段年最高潮位頻率曲線

從圖4可知，在分界點前后，鎮(zhèn)江和江陰站年最高潮位的頻率分布發(fā)生了明顯變化，相同頻率下的設(shè)計潮位顯著抬升。對鎮(zhèn)江站，0.1%，0.5%，1%，2%，10%頻率的設(shè)計值均抬升了0.5 m左右；對江陰站，隨設(shè)計頻率增大，相應(yīng)設(shè)計值的抬升幅度減小(頻率從0.1%增大到10%，設(shè)計值的抬升量從0.7 m降至0.4 m左右)。在第1階段，鎮(zhèn)江年最高潮位超過9.18，8.69，8.47 m的概率分別為0.1%，0.5%和1%(重現(xiàn)期分別為1 000，200，100 a)；江陰年最高潮位超過7.55，7.15，6.98 m的概率分別為0.1%，0.5%和1%。而在第2階段，鎮(zhèn)江年最高潮位超過其原有3個設(shè)計值的概率依次增大為0.6%，2.7%和5.1%(重現(xiàn)期分別縮短為182，38，20 a)；江陰站年最高潮位超過其原有3個設(shè)計值的概率依次增大為1.0%，3.7%和6.0%(重現(xiàn)期分別縮短為100，27，17 a)?？梢?，由于年最高潮位的非一致性變化，原有的千年一遇潮位可降至幾百年一遇，百年一遇潮位可降至幾十年一遇，大大降低了水文設(shè)計值的防洪標(biāo)準(zhǔn)，致使防汛墻的防護標(biāo)準(zhǔn)降低，影響江蘇沿江水利工程防潮防汛效用的發(fā)揮。

表4 鎮(zhèn)江和江陰站年最高潮位分段樣本的統(tǒng)計參數(shù)和設(shè)計值對比

在此需要說明，本文以統(tǒng)計推斷得出的最佳分割點為界，對年最高潮位進行分段樣本的頻率計算，分段樣本的容量在30左右，代表性是相對不足的，其頻率分析結(jié)果僅用于說明由于年最高潮位的非一致性變化引起的概率分布變化是如此顯著。借此向有關(guān)專業(yè)技術(shù)人員和行業(yè)管理單位強調(diào)，在該河段相關(guān)工程的規(guī)劃設(shè)計和運行調(diào)度中必須充分考慮環(huán)境變化引起的水情變化。

5 結(jié) 語

通過對鎮(zhèn)江和江陰站近60 a(1950—2009年)年最高、最低以及年平均潮位序列的非一致性檢驗及比較分析，得到以下結(jié)論：

(1) 鎮(zhèn)江站年最高、最低及年平均潮位均呈上升趨勢。其中，年最高潮位趨勢變化最為顯著，年最低潮位次之，年平均潮位變化不顯著。年最高和年平均潮位均在1979年前后發(fā)生顯著突變，而年最低潮位在1987年前后發(fā)生突變。江陰站僅年最高潮位呈顯著上升變化，且在1979年左右發(fā)生顯著突變，年平均和年最低潮位趨勢變化不顯著，且未發(fā)生顯著變異。

(2) 影響鎮(zhèn)江和江陰站潮位變化的上、下邊界條件(即上游徑流和下游潮流作用)相似，故一般情況下2站的潮位變化特性應(yīng)存在相似性。本次分析表明，2站的年最高和年平均潮位具有一致的變化趨勢，但年最低潮位的變化趨勢存在差異，這可能是由2站附近的局部地形變化不同所致，也可能與年最低潮位受其影響的程度不同有關(guān)。

(3) 從上游徑流、下游海平面、區(qū)間水力特性、極端氣象條件等4個方面初步分析了鎮(zhèn)江和江陰年最高潮位發(fā)生變異的原因，表明由于沿江支流口門紛紛建閘控制水流及圍墾江灘等導(dǎo)致河段水力特性改變、氣候變化導(dǎo)致極端風(fēng)暴潮天氣頻發(fā)是主要原因。

(4) 鎮(zhèn)江和江陰站年潮位的這種非一致變化現(xiàn)象對水文設(shè)計的科學(xué)性和可靠性產(chǎn)生一定影響，主要包括增加了水文頻率分析的難度和降低了年最高潮位設(shè)計值的防洪標(biāo)準(zhǔn)兩方面。因此，要在充分重視其影響的基礎(chǔ)上，及早采取相關(guān)對策和措施，對防汛墻、海堤等水工建筑物進行加高加固，確保江蘇沿江沿海水利工程發(fā)揮其應(yīng)有效用。

(5) 2009年三峽工程具備正常運行條件后，對下游潮位，尤其是高、低潮位會有一定影響。鑒于本文研究的是1950—2009年的潮位序列，且2009年后至今僅4 a左右，樣本代表性不足，故暫未就三峽水庫運行對下游潮位的影響進行分析，有待資料積累后進一步研究。

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(編輯：趙衛(wèi)兵)

Nonstationarity of Tidal Level and Its Impacts onHydrologic Design in Yangtze River Estuary

ZHANG Yue, LI Guo-fang

(College of Hydrology and Water Resources, Hohai University, Nanjing 210098, China)

According to the data of annual maximum and minimum tidal levels as well as annual mean tidal levels of Yangtze River recorded in Zhenjiang and Jiangyin Stations, the trends of the three tidal level time series from 1950 to 2009 were detected by using two non-parametric statistical methods (Mann-Kendall test and Spearman rank correlation test), and the jumps of the above three tidal level time series were examined with three test methods namely moving t-test, moving rank sum test and Pettitt test. All the results were of high coincidence, showing that there were significant rising trends in both annual maximum and minimum tidal levels, while such rising trend in annual mean tidal levels was insignificant at Zhenjiang Station. For Jiangyin Station, only the annual maximum tidal level had obvious rising trend, while the trends of the annual mean and minimum tidal level were not significant. Results of the three tests for jumps showed that the most significant abrupt changes in annual maximum and annual mean tidal level time series occurred mostly around 1979 and an abrupt change in annual minimum tidal level took place in 1987 at Zhenjiang Station. A significant abrupt change in annual maximum tidal level at Jiangyin Station also occurred in around 1979, but there were no significant variation detected in its annual mean and minimum tidal level. With annual maximum tidal level as an example, the causes of tidal level rise were analyzed. This nonstationarity of tidal level might generate negative impacts on hydrologic design, including the increase in difficulty of hydrologic frequency analysis and the decrease in flood control standards of hydrologic design values.

annual maximum tidal level; annual minimum tidal level; annual mean tidal level; nonstationarity; hydrologic design

2014-01-26;

2014-04-19

國家自然科學(xué)基金資助項目(51109053，51190091)

張 悅(1990-)，女，江蘇南通人，碩士研究生，研究方向為水文學(xué)及水資源，(電話)15195872198 (電子信箱) yzhang9001@163.com。

李國芳(1971-)，女，浙江杭州人，教授，研究方向為水文學(xué)及水資源，(電話)025-83787499(電子信箱)liguofang@hhu.edu.cn。

10.3969/j.issn.1001-5485.2015.05.005

2015,32(05):21-27,36

P333

A

1001-5485(2015)05-0021-07