響應(yīng)曲面法優(yōu)化混凝-吸附工藝的條件研究

朱曉彥 王麗麗 樊開(kāi)青

（江蘇農(nóng)林職業(yè)技術(shù)學(xué)院 江蘇鎮(zhèn)江 212400）

目前，我國(guó)多數(shù)污水處理廠的常規(guī)工藝流程是污水先經(jīng)過(guò)以自然沉淀為主的一級(jí)預(yù)處理工藝，然后進(jìn)入以生物處理作為主體的二級(jí)處理工藝。二級(jí)生物處理是將有機(jī)物通過(guò)生物氧化降解形成二氧化碳排放，不僅碳排放量大，而且能量損失大、運(yùn)行費(fèi)用高。若在一級(jí)處理中采用化學(xué)強(qiáng)化處理，可以有效減輕后續(xù)二級(jí)處理工藝的有機(jī)負(fù)荷?；瘜W(xué)強(qiáng)化一級(jí)處理（CEPT）工藝是在傳統(tǒng)的城市污水一級(jí)處理工藝基礎(chǔ)上通過(guò)投加絮凝劑，采用化學(xué)絮凝技術(shù)進(jìn)行強(qiáng)化處理；而常規(guī)化學(xué)混凝技術(shù)，通常只投加1 種絮凝劑，因投藥量大、運(yùn)行費(fèi)用高而缺乏競(jìng)爭(zhēng)力?；炷齽┚酆下然X（PAC）因具有絮凝體成型好、適應(yīng)性強(qiáng)、腐蝕性小、操作簡(jiǎn)便等優(yōu)點(diǎn)而廣泛地應(yīng)用于各大給水處理廠和污水處理廠，但PAC 單獨(dú)使用時(shí)效果差、投加量大、成本高且易產(chǎn)生二次污染。為提高強(qiáng)化混凝處理效果，PAC 通常與輔助的助凝劑（如氧化劑、吸附劑）聯(lián)用進(jìn)行強(qiáng)化混凝。本文選擇1 種具有多孔結(jié)構(gòu)的礦物質(zhì)材料硅藻土（DE）作為助凝吸附劑，DE 在強(qiáng)化混凝方面具有一定的應(yīng)用前景，在處理微污染水的研究已有報(bào)道［1-3］，但與PAC 聯(lián)用強(qiáng)化一級(jí)處理城市污水的研究鮮有報(bào)道。

1 材料與方法

1.1 原水水質(zhì)及分析方法

試驗(yàn)原水取自江蘇省句容市某污水處理廠進(jìn)水，污水來(lái)源主要以生活污水為主。故選取能表征水質(zhì)特征的化學(xué)需氧量（CODCr）、總磷（TP）、氨氮（NH3-N）等常規(guī)指標(biāo)進(jìn)行分析監(jiān)測(cè)，經(jīng)檢測(cè)原水的各項(xiàng)指標(biāo)值及分析方法見(jiàn)表1。

表1 原水水質(zhì)、分析方法及儀器設(shè)備

1.2 試驗(yàn)方法

PAC 和DE 兩者協(xié)同作用強(qiáng)化城市污水一級(jí)處理的工藝過(guò)程，采用經(jīng)典的燒杯攪拌實(shí)驗(yàn)?zāi)M，其工藝流程如圖1 所示。

圖1 混凝-吸附組合工藝流程

2 單因素實(shí)驗(yàn)及結(jié)果分析

2.1 PAC 最佳投加量的確定

（1）最小投加量的確定：取200 mL 原水置于燒杯中，以1 mg 投加量為起點(diǎn)，依次增加0.5 mg，快速攪拌直至形成礬花，記錄此時(shí)PAC 的投加量為6 mg，則1 000 mL 原水最小投加量為30 mg。

（2）最佳投加量的確定：分別取6 份1 000 mL 的試驗(yàn)原水編號(hào)后置于六聯(lián)攪拌機(jī)上，依次投加30、60、90、120、150、180 mg/L 的PAC，按上述的試驗(yàn)方法調(diào)整轉(zhuǎn)速進(jìn)行常規(guī)混凝處理，靜沉20 min 后，分別取上清液測(cè)定各水樣的CODCr、NH3-N 和TP 值。各項(xiàng)指標(biāo)的去除率如圖2 所示。

由圖2 可知，隨著PAC 投加量的增加，各項(xiàng)指標(biāo)的去除率總體上呈現(xiàn)先增后降的趨勢(shì)。綜合CODCr、NH3-N和TP 三者去除效果，當(dāng)PAC 的單獨(dú)投加量達(dá)120 mg/L時(shí)，混凝處理效果最好。此后再增加PAC 的投加量，三者去除率不增反降。這主要是由于水中的膠體雜質(zhì)粒子吸附了過(guò)多的反離子，使原來(lái)帶的負(fù)電荷轉(zhuǎn)變?yōu)檎姾?，排斥力變大，從而發(fā)生了再穩(wěn)定現(xiàn)象［5］。因此，對(duì)于本次試驗(yàn)中所取的某污水處理廠進(jìn)水水樣PAC 最佳投加量為120 mg/L。

2.2 PAC 和DE 最佳復(fù)配比的確定

為克服PAC 單獨(dú)投加時(shí)效果差、投加量大、成本高等缺點(diǎn)，能夠更加經(jīng)濟(jì)高效地強(qiáng)化城市污水的一級(jí)處理效果，在總投加量不變（120 mg/L）的情況下，對(duì)PAC 和DE 進(jìn)行復(fù)配投加。通過(guò)單因素實(shí)驗(yàn)確定最適宜組合配比，即多因素交互試驗(yàn)中二者復(fù)配投加時(shí)復(fù)配比的中心值。選取6 種不同PAC 和DE 的復(fù)配比：4∶1、3∶1、2∶1、1∶1、1∶2、1∶3，各復(fù)配比下CODCr、NH3-N 和TP 各指標(biāo)的去除效果如圖3 所示。

圖3 不同PAC 和DE 復(fù)配比下強(qiáng)化混凝效果

由圖2 和圖3 可知，PAC 和DE 兩者復(fù)配投加，協(xié)同強(qiáng)化混凝時(shí)，各指標(biāo)的去除效果明顯高于常規(guī)混凝，尤其CODCr的去除率增加最為明顯，證明混凝—吸附組合工藝在強(qiáng)化城市污水一級(jí)處理時(shí)，降碳效果明顯。由圖3 可知，隨DE 投加比的增加，CODCr和NH3-N 去除率呈先增后降的趨勢(shì)，TP 的去除率稍有變動(dòng)但總體上也呈先增后降的趨勢(shì)，當(dāng)兩者的復(fù)配比達(dá)1∶1 時(shí)，各指標(biāo)的去除率達(dá)最大值，此時(shí)DE 吸附已達(dá)平衡。因此，選擇兩者的復(fù)配比1∶1 為多因素交互試驗(yàn)的中心值，響應(yīng)面優(yōu)化的范圍在2∶1～1∶2 之間變動(dòng)。

3 曲面優(yōu)化試驗(yàn)及結(jié)果分析

3.1 曲面優(yōu)化試驗(yàn)設(shè)計(jì)

為了解混凝—吸附組合工藝強(qiáng)化城市污水一級(jí)處理時(shí)，各因素間的交互作用，尋求適合水質(zhì)的最佳工藝條件，本研究采用響應(yīng)曲面法，利用Design-expert 軟件中的Miscellaneous 模型設(shè)計(jì)中2 因素3 水平共13 組試驗(yàn)組合方案［6-8］，從而確定適合水質(zhì)的最佳工藝組合。Miscellaneous 模型優(yōu)化試驗(yàn)設(shè)計(jì)因素及水平見(jiàn)表2。

表2 Miscellaneous 模型設(shè)計(jì)因素及水平表

3.2 曲面優(yōu)化試驗(yàn)結(jié)果分析

3.2.1 試驗(yàn)結(jié)果及方差分析

按Design-expert 軟件中Miscellaneous 模型開(kāi)展響應(yīng)曲面試驗(yàn)，試驗(yàn)設(shè)計(jì)與結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 響應(yīng)曲面試驗(yàn)設(shè)計(jì)與結(jié)果

利用Miscellaneous 模型對(duì)表3 中的結(jié)果進(jìn)行回歸擬合及方差分析。PAC 和DE 的復(fù)配比及攪拌強(qiáng)度2 個(gè)因素對(duì)CODCr、NH3－N 和TP 去除率的多元二次回歸模型如式（1）～（3）所示。

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?～3 的顯著性，利用Miscellaneous 模型中的ANOVA 對(duì)模型進(jìn)行方差分析，結(jié)果見(jiàn)表4～6。

表4 預(yù)測(cè)模型1（CODCr）的顯著性及方差分析

從表4 可以看出，預(yù)測(cè)模型1 的F 值較大為34.83，且P 值遠(yuǎn)＜0.05，相關(guān)系數(shù)均＞0.9，精度系數(shù)較高為15.464，這些都表明了模型極其顯著且很可靠［9-11］，能夠反映降碳效果和影響因素間的關(guān)系。此外，影響因素X1（即PAC 和DE 的復(fù)配比）P 值為0.000 2，也遠(yuǎn)＜0.05，對(duì)降碳效果影響程度顯著；而影響因素X2（即水力條件——攪拌強(qiáng)度）的P 值為0.434 6，對(duì)降碳效果影響程度不顯著；兩者交互作用的影響也不夠顯著。說(shuō)明降碳效果主要受藥劑間的復(fù)配比的影響。

由表5 可知，從預(yù)測(cè)模型2 的F 值（89.13）、P 值（＜0.000 1）、失擬項(xiàng)（not significant）、各相關(guān)系數(shù)（＞0.9）及精度系數(shù)（＞4）來(lái)看，該模型不僅可靠且效果顯著［9-11］。因素X1（即PAC 和DE 的復(fù)配比）影響脫氮效果的顯著程度高于因素X2（即水力條件—攪拌強(qiáng)度）；兩者交互作用對(duì)脫氮效果的影響也有一定的顯著程度。

表5 預(yù)測(cè)模型2（NH3－N）的顯著性及方差分析

同樣由表6 可知，預(yù)測(cè)模型3 的F 值（67.75）、P 值（＜0.0001）、失擬項(xiàng)（not significant）、各相關(guān)系數(shù)（＞0.9）及精度系數(shù)（＞4）均表明模型有效可行、高度顯著［9-11］。從因素X1、X2及兩者的交互作用（X1X2）的F 值和P 值來(lái)看，除磷效果主要受藥劑間的復(fù)配比的影響。

3.2.2 響應(yīng)曲面分析

由Miscellaneous 模型合成2 因素間的交互作用對(duì)各指標(biāo)去除效果的3D 響應(yīng)曲面圖，如圖4 所示。

圖4 2 因素間交互作用對(duì)各指標(biāo)去除效果的影響3D 曲面圖

由圖4 可知，PAC 和DE 復(fù)配使用的混凝—吸附組合工藝的降碳、脫氮、除磷效果均明顯高于單一吸附工藝和常規(guī)的混凝工藝。由圖4 各曲面的曲率及等高線可知：2 藥劑間的復(fù)配比對(duì)碳、氮、磷的去除效果均有影響，尤其對(duì)降碳效果的影響最顯著，而促使絮凝劑快速水解的水力攪拌強(qiáng)度影響不大。各指標(biāo)的去除率隨DE占比的增大而增大，到達(dá)最佳比后趨于穩(wěn)定。主要由于DE 具有巨大的比表面積和很強(qiáng)的吸附性能，孔道內(nèi)分布大量的硅羥基，能較好地吸附污水中的有機(jī)污染物，但吸附達(dá)飽和后出水趨于穩(wěn)定［12］。但2 因素間的交互作用僅對(duì)脫氮效果有一定的影響。

3.3 最優(yōu)化分析

由方差分析及各曲面分析可知，預(yù)測(cè)模型1～3 均可靠、顯著，具有良好的擬合度。為獲得最低工程應(yīng)用成本和最佳的碳、氮、磷的去除效果，利用Miscellaneous 模型對(duì)PAC 和DE 復(fù)配占比進(jìn)行優(yōu)化，預(yù)期優(yōu)化結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 最優(yōu)化結(jié)果

4 結(jié)論

（1）PAC 和DE 復(fù)配使用的混凝—吸附組合工藝降碳、脫氮、除磷效果均優(yōu)于單一吸附工藝和常規(guī)的混凝工藝。

（2）利用響應(yīng)曲面軟件中的Miscellaneous 模型建立以CODCr、NH3-N 和TP 三者去除率為響應(yīng)值的多元線性回歸模型的F 值分別為34.83、89.13、67.75，P 值都＜0.0001，各相關(guān)系數(shù)R2都＞0.9，精度系數(shù)都＞4，3 個(gè)預(yù)測(cè)模型均具有較高的顯著性，有效且可靠；降碳、脫氮、除磷效果主要受藥劑間的復(fù)配比的影響，而水力條件-攪拌強(qiáng)度僅對(duì)脫氮效果有較弱的影響，預(yù)測(cè)結(jié)果與工程實(shí)際有較好的吻合度。

（3）利用Miscellaneous 模型對(duì)PAC 和DE 復(fù)配占比和水力條件-攪拌強(qiáng)度進(jìn)行優(yōu)化分析，得到優(yōu)化后的參數(shù)為：在總投藥量不變的情況下，PAC 和DE 復(fù)配比為1∶1.92，水力條件-攪拌強(qiáng)度為388 r/min，此時(shí)預(yù)測(cè)CODCr、NH3-N 和TP 三者去除率分別達(dá)了72.4%、52.1%和71.5%。優(yōu)化模型具有良好的擬合度，有利于提高城市污水處理強(qiáng)化一級(jí)處理時(shí)的降碳、脫氮和除磷效果，對(duì)于節(jié)約藥劑成本具有重要的實(shí)踐意義。