張民安，袁忠玲，張 明，秦彥榮，吳新波，趙凱亮，陳永志*

1. 蘭州交通大學，甘肅省黃河水環(huán)境重點實驗室，甘肅 蘭州 7300702. 蘭州交通大學環(huán)境與市政工程學院，甘肅 蘭州 7300703. 甘肅省污水處理行業(yè)技術中心，甘肅 蘭州 730070

分段進水多級A/O(缺氧/好氧)是串聯(lián)多級缺氧/好氧并在各缺氧區(qū)同時進水的連續(xù)流污水處理工藝[1]，其相對于傳統(tǒng)單級池抗沖擊負荷強，對于高底物濃度污水脫氮除磷性能優(yōu)勢明顯[2]，易于在老舊工藝基礎上改造[3]，但在處理低C/N生活污水時該工藝優(yōu)勢難以體現(xiàn)[4-5]. 例如，趙智超等[6-7]采用傳統(tǒng)連續(xù)流反應器處理了低C/N的生活污水，發(fā)現(xiàn)處理效果不佳；而黃劍明等[8-10]研究活性污泥組合生物濾池系統(tǒng)，雖然實現(xiàn)了低C/N生活污水的深度脫氮除磷，但其運行條件控制嚴苛. 為進一步優(yōu)化系統(tǒng)，試驗參照Zhang等[11]的研究，采用馴化后硝化菌被淘洗的多級A/O，降低回流污泥所含硝氮對釋磷的影響，增設BAF(曝氣生物濾池)，承擔系統(tǒng)主要的硝化反應，形成雙污泥系統(tǒng)，強化脫氮除磷.

目前，控制單一因素變量對多級A/O＋BAF系統(tǒng)脫氮除磷的研究較多，如許忠鳳等[12-14]研究了多點進水比例、HRT及硝化液回流比對氮磷去除的單一影響. 在實際應用中應著重考慮多因素變量對多級A/O＋BAF系統(tǒng)脫氮除磷的交互影響. 該文參考Choi等[15-18]研究，采用響應面法優(yōu)化部分亞硝化耦合厭氧氨氧化SBR工藝和UASB工藝的方法，以單因素為基礎，采用響應面法，研究多因素雙變量對多級A/O＋BAF組合工藝強化脫氮除磷的交互影響，以達到對該工藝的整體優(yōu)化，并采用算法準確、分析可靠的Design-Expert V8軟件設計批次試驗，通過分析批次試驗數(shù)據(jù)，得出交互響應曲面和模型預測的綜合優(yōu)化運行條件，設定系統(tǒng)在該條件下運行，以此驗證模型預測值精度及模型可信度，以期為該工藝在實際工程應用中的優(yōu)化提供新的思路.

1 材料與方法

1.1 試驗裝置與運行程序

如圖1所示，多級A/O＋BAF系統(tǒng)由原水箱、多級A/O反應池、二沉池、中間水箱和上流式BAF組成. 多級A/O裝置采用有機玻璃制成，有效容積60 L，由單孔折流板等容積分為10個格室，各格室均設置攪拌裝置，好氧區(qū)采用微孔曝氣. 二沉池為豎流式，有效容積30 L. 中間水箱有效容積40 L. BAF由圓柱形有機玻璃制成，內(nèi)徑100 mm，高度3000 mm，內(nèi)置15 mm×20 mm鵝卵石承托層高200 mm，填料層由鮑爾環(huán)構(gòu)成(填充率為75%).

圖1 多級A/O+BAF系統(tǒng)流程示意Fig.1 Flow diagram of multi-stage A/O+BAF system

系統(tǒng)在22～24 ℃下運行，進水pH在7.4～7.7之間，SRT(污泥齡)為10 d，硝化液回流比為200%；BAF曝氣量為60 L/h. 多級A/O第一進水點在PA1格、第二進水點在A2格、第三進水點在A4格，進水比例分別為1、2、3點進水的流量分配比. 初始運行參數(shù)定為HRT 9 h、進水比例6∶3∶1、BAF填料高度1800 mm. 在初始運行工況下兩因素保持不變，分別控制第三因素改變，即改變HRT為9 h(A/O段8.3 h、BAF段0.7 h)、8 h(A/O段7.4 h、BAF段0.6 h)、7 h(A/O段6.5 h、BAF段0.5 h)，進 水 比 例 為6∶3∶1(run1)、5:3:2(run2)、5∶2∶3(run3)，BAF填 料 高 度 為1800、1400、1000 mm進行試驗，各工況運行30 d.

1.2 試驗用水、接種污泥與檢測方法

試驗原污水為某大學家屬區(qū)生活污水，污泥取自穩(wěn)定運行的A2/O反應器. 水樣依據(jù)APHA標準方法[19]測定，ρ(MLSS)(MLSS為混合液懸浮固體)和ρ(MLVSS)(MLVSS為揮發(fā)性污泥)通過濾紙差重法測 定. 其 中，試 驗 原 污 水 中ρ(COD)、ρ(NH4+-N)、ρ(NO3

—-N)、ρ(TN)、ρ(TP)的范圍分別為157.3～252.8、42.5～84.9、0.2～1.2、49.9～92.4、2.9～8.7 mg/L，平均值分別為185.6、62.4、0.6、68.8、5.4 mg/L；污泥中ρ(MLSS)的范圍為2200～2800 mg/L，平均值為2670 mg/L.

1.3 缺氧區(qū)COD利用率與BAF氨氧化貢獻率計算

缺氧區(qū)COD利用率(η)[20]和BAF氨氧化貢獻率(δ)的計算公式：

式中：Min、Meff分別為缺氧區(qū)進、出水COD量，mg/h；Q為缺氧區(qū)系統(tǒng)混合液流量，L/h；CinCOD、CeffCOD分別為缺氧區(qū)進、出水COD濃度，mg/L；CBAFin、CBAFeff分別為BAF進、出水NH4+-N濃度，mg/L；N為硝化液回流比；Cin為系統(tǒng)進水NH4+-N濃度，mg/L.

1.4 響應面法優(yōu)化工藝運行條件

采用BBD(Box-Behnken Design)二階模型優(yōu)化反應條件，分別在低(—1)、中(0)、高(1) 3個水平上設置3個獨立變量，分別為HRT(X1)、進水比例(X2)、BAF填料高度(X3)，評估其對系統(tǒng)除磷脫氮的綜合影響，各變量取值見表1. 響應值分別為TN去除率(Y1)和TP去除率(Y2)，BBD二階模型如式(5)所示. 應用Design-Expert V8軟件設計17組各變量隨機組合的批次試驗，系統(tǒng)在每組參數(shù)下運行15 d.

表1 響應面分析的因素與水平Table 1 Factors and levels of response surface analysis

式中，Y為響應值，β0、βi、βii、βij分別表示截距、線性系數(shù)、二次系數(shù)和交互作用系數(shù)，Xi、Xj均為編碼后的獨立變量，ε為試驗殘差.

2 結(jié)果與討論

2.1 單因素試驗

2.1.1 HRT對主要污染物去除的影響

HRT對系統(tǒng)COD的去除影響如圖2(a)所示. 由圖2(a)可見，進水ρ(COD)平均值為185.8 mg/L，當HRT為9、8、7 h時，出水ρ(COD)平均值分別為20.01、21.25、23.21 mg/L，COD的去除率均保持在87%以上，表明HRT對COD的去除影響較小.

表2 缺氧區(qū)COD利用率的變化情況Table 2 Change of COD utilization rate in anoxic zone

HRT對系統(tǒng)TP的去除影響如圖2(d)所示. 由圖2(d)可見，進水ρ(TP)在2.9～8.7 mg/L之間，HRT在9、8、7 h時，出水ρ(TP)平均值分別為0.33、0.57、0.79 mg/L，TP去除率分別為93.46%、89.4%、84.48%.究其原因是，HRT為9 h時厭氧區(qū)水力停留時間變長，第1點進水中較多的有機物(約占總量的61%)被除磷菌利用充分釋磷，合成的PHB(內(nèi)碳源)量充足，在第一級缺氧區(qū)的反硝化吸磷作用加強，與好氧區(qū)吸磷的共同作用下加長了系統(tǒng)中的吸磷行程. 研究發(fā)現(xiàn)，HRT過短會導致回流污泥中含量過高，反硝化菌較除磷菌對碳源爭奪能力強，對釋磷不利[23-24]；再者，HRT為7 h時流速增大，過多DO隨水流進入缺氧區(qū)，破壞反硝化吸磷環(huán)境，吸磷行程縮短，除磷效果變差.

2.1.2 多級A/O三點進水比例對系統(tǒng)主要污染物去除的影響

圖3(a)為PA1格、A2格、A4格三點不同進水比例下ρ(COD)的變化特征. 進水ρ(COD)在157.3～252.8 mg/L之 間，run1(6∶3∶1)、run2(5∶3∶2)、run3(5∶2∶3)下系統(tǒng)出水ρ(COD)平均值分別為23.21、15.56、19.90 mg/L，3種進水比例均對COD有較好的去除效果，run2效果最佳；run1、run2、run3下多級A/O出水ρ(COD)分別為50.49、44.64、47.75 mg/L，與系統(tǒng)出水ρ(COD)對比，得出多級A/O對COD的去除貢獻率均在81%以上.

2.1.3 BAF填料高度對系統(tǒng)氮素去除的影響

2.2 響應面法優(yōu)化試驗

2.2.1 響應曲面優(yōu)化模型的建立及方差分析

依據(jù)Design-Expert V8軟件設計了17組批次試驗，結(jié)果如表3所示. 基于試驗設計方案及結(jié)果，以TN和TP的去除率為響應值，將模型結(jié)果擬合為二次多項回歸方程式，分別如式(6)(7)所示：

表3 批次試驗的設計方案及結(jié)果Table 3 Design scheme and results of batch experiments

TN去除率的模型方差分析結(jié)果如表4所示. 由表4可見：當模型P＜0.05時表明模型顯著，P＜0.0001時表明模型極其顯著[25]，模型F=98且P＜0.0001時，表明模型對響應值極具顯著性影響；失擬項P=0.2933(＞0.05)，表明模型誤差極??；模型的校正決定系數(shù)(RAdj2)與預測復相關系數(shù)(RPre2)的差值為0.108(＜0.2)，表明單因素水平對TN去除率的影響顯著，且F(X1)＞F(X3)＞F(X2)，即表明影響順序為HRT＞填料高度＞進水比例；變異系數(shù)(CV)=0.40%(＜10%)，信噪比=29.172(＞4.0)，表明模型精確性高.

表4 TN去除率(Y1)的模型方差分析結(jié)果Table 4 Results of model variance analysis of TN removal rate (Y1)

TP去除率的模型方差分析結(jié)果如表5所示. 由表5可見：模型F=507.43且P=0.0001，表明模型對響應值極具顯著性影響，P(X3)、P(X1X3)、P(X2X3)、均大于0.05，即該變量與響應值變化結(jié)果不顯著；失擬項P值=0.2101(＞0.05)，表明模型誤差較??；，表明單因素水平對響應值的影響顯著，F(xiàn)(X1)＞F(X2)＞F(X3)，即影響順序為HRT＞進水比例＞填料高度；CV=0.20%(＜10%)，信噪比=60.421(＞4.0)，表明模型精確性高. 可見，TN去除率和TP去除率的模型均具備結(jié)果預測的統(tǒng)計學意義.

表5 TP去除率的(Y2)模型方差分析結(jié)果Table 5 Results of model variance analysis of TP removal rate (Y2)

2.2.2 模型回歸分析

如圖5所示，TN和TP去除率的預測值均趨近于實際值. 依據(jù)Michaelis等[26]研究的模型檢驗方法，TN和TP去除率實際值與預測值的相關系數(shù)(R2)分別高達0.9921和0.9985，表明99.21%的TN去除率響應值和99.85%的TP去除率響應值可用所對應模型解釋，這進一步說明響應面回歸模型的結(jié)果可信度高.

圖5 TN和TP去除率的預測值與實際值對比Fig.5 Comparison of predicted and actual values of TN and TP removal rates

2.3 響應面分析

2.3.1 多因素對TN去除率的交互影響

三維響應面直觀反映了其他因素處于中間水平時，剩余兩個自變量對響應值的交互作用[27]，若其呈現(xiàn)凸出、凹陷或U形，則表明兩因素對響應值交互影響強[28]；響應面底部等高線圖若趨于橢圓形，則表示兩因素相互作用顯著[29]. HRT、進水比例和填料高度對TN去除率的交互影響如圖6所示. 由圖6(a)可見，填料高度在中間水平，等高線呈橢圓形，說明HRT與進水比例對TN去除率的交互影響較強. 當HRT為8 h、進水比例為5∶3∶2時，TN的去除率最高(84%).因為進水比例為5∶3∶2時有機物分配合理，滿足系統(tǒng)內(nèi)反硝化菌的高效脫氮[30]，縮短HRT后，系統(tǒng)氮負荷增大，TN的去除率降低. 由圖6(b)可見，進水比例在中間水平，等高線呈橢圓形，說明HRT與填料高度對TN去除率的交互影響較強. 當HRT為9 h左右、填料高度為1800 mm時，TN的去除率最高(85%).因此筆者認為：延長HRT至9 h，有效減弱了系統(tǒng)碳負荷，降低了有機物對硝化菌活性的抑制；而增高填料高度，擴大了生物膜的分布范圍，完成了深度硝化.由圖6(c)可見，HRT在中間水平，等高線呈現(xiàn)橢圓形但偏圓，說明進水比例與填料高度對TN去除率的交互影響較強. 當進水比例為5∶3∶2、填料高度為1800 mm左右時，TN去除率最高(85%)，且BAF的氨氧化貢獻率約為76%，可見承擔了系統(tǒng)的大部分硝化反應，有利于前端合理分配的碳源供反硝化菌與回流硝化液完成反硝化脫氮.

響應面對應坡度越陡，其對應的變量影響因子越大[31]，從響應面的陡峭程度和等高線趨近于橢圓的程度(見圖6)可見：填料高度和HRT對TN去除率的交互作用最強，進水比例和HRT對TN去除率的交互作用次之，填料高度和進水比例對TN去除率的交互作用最弱.

圖6 三因素二元交互對TN去除率的影響Fig.6 Influence of three-factor binary interaction on TN removal rate

2.3.2 多因素對TP去除率的交互影響

HRT、進水比例和填料高度對TP去除率的交互影響如圖7所示. 由圖7(a)可見，填料高度在中間水平，等高線呈橢圓形且響應曲面陡峭，說明HRT與進水比例對TP去除率的交互影響較強. 當HRT為8 h、進水比例為5∶3∶2時，TP去除率最高(94%)，可見厭氧區(qū)的碳源被PAOs高效利用充分釋磷，未被反硝化菌干擾. 由圖7(b)可見，進水比例在中間水平，兩等高線趨近于圓形且響應曲面趨于平順，表明HRT與填料高度對TP去除率的交互影響較弱；由圖7(c)可見，HRT在中間水平，兩等高線趨近于圓形且響應曲面趨于平順，表明填料高度與進水比例對TP去除率的交互影響較弱. 因為TP依靠二沉池排泥去除，而BAF為單獨的生物膜系統(tǒng)不進行排泥，因此填料高度對除磷影響甚微. 考慮到BAF出水ρ(TP)有微量減少，推測是被微生物攝取進行新陳代謝所致.

圖7 三因素二元交互對TP去除率的影響Fig.7 Influence of three-factor binary interaction on TP removal rate

2.4 系統(tǒng)優(yōu)化條件驗證

根據(jù)擬合二次多項回歸方程式，得出工藝優(yōu)化運行條件為HRT 8.5 h、進水比例5∶3∶2、填料高度1600 mm，模型對TN、TP去除率預測值分別為84.88%和94.37%，即優(yōu)化后出水ρ(TN)、ρ(TP)平均值分別為10.41、0.30 mg/L. 將系統(tǒng)在優(yōu)化條件下運行30 d(見圖8)，運行至第12天出水穩(wěn)定，穩(wěn)定運行期出水ρ(TN)、ρ(TP)平均值分別為10.61、0.32 mg/L，去除率分別為84.15%、94.01%，符合GB 18918—2002一級A標準，且TN、TP去除率實際值與預測值的相對誤差較低，分別為0.86%、0.38%，表明優(yōu)化運行條件可取.

圖8 系統(tǒng)在優(yōu)化運行條件下對TN和TP的去除效果Fig.8 The removal effect of TN and TP by the system under optimized operation conditions

3 結(jié)論

a) 單因素試驗表明：多級A/O＋BAF系統(tǒng)HRT由9 h縮短至7 h，、TN、TP的去除率均逐漸降低，對COD去除率的影響較?。贿M水比例為5∶3∶2時，COD、、TN、TP的去除率均達到最高，分別為91.79%、94.95%、83.03%、93.96%；填料高度與、TN去除率均呈正相關.

b) 多因素試驗響應面分析表明，HRT、進水比例、填料高度三因素二元交互對TN去除率的影響顯著；HRT與進水比例對TP去除的交互影響顯著，填料高度與HRT、填料高度與進水比例對TP去除的交互影響均不顯著；優(yōu)化的試驗條件為HRT 8.5 h、進水比例5∶3∶2、填料高度1600 mm，模型預測TN、TP去除率分別為84.88%、94.37%.

c) 優(yōu)化條件下系統(tǒng)對TN、TP的去除率分別為84.15%、94.01%，相對誤差分別為0.86%、0.38%，出水滿足GB18918—2002一級A標準，說明響應面法優(yōu)化系統(tǒng)方案可行，實現(xiàn)了對氮磷的強化去除.