張文龍，楊雪梅，王浩嵐，李 軼

(河海大學(xué)環(huán)境學(xué)院，江蘇 南京 210098)

曝氣技術(shù)作為一種污染河流治理的重要技術(shù)，不僅可以提高水體溶解氧濃度，利于好氧微生物降解有機(jī)污染物，還會增強(qiáng)水體的擾動作用，提高河流的自凈能力，從而促進(jìn)污染河流生態(tài)系統(tǒng)的恢復(fù)[1-3]。其中，微孔曝氣因其具有充氧能力強(qiáng)、氧利用率高等優(yōu)點[4]，被廣泛應(yīng)用于污染河流水質(zhì)及生態(tài)修復(fù)。然而，在實際工程應(yīng)用中，微孔曝氣器的選型與布設(shè)多依賴于工程經(jīng)驗，未考慮河流水質(zhì)等因素對氧傳質(zhì)過程的影響，導(dǎo)致微孔曝氣系統(tǒng)的復(fù)氧效率普遍低于30%，并且產(chǎn)生較高的能耗[5-6]。因此，研究如何提高河流微孔曝氣系統(tǒng)的氧傳質(zhì)效率，優(yōu)化曝氣系統(tǒng)的充氧性能，對降低曝氣系統(tǒng)能耗具有重要意義。

探究微孔曝氣系統(tǒng)氧傳質(zhì)過程的影響因素，并對其進(jìn)行優(yōu)化，可以提高曝氣系統(tǒng)的充氧性能，從而減少曝氣量，節(jié)約能耗[7]。河流微孔曝氣系統(tǒng)的氧傳質(zhì)過程受多種因素的影響，對于微孔曝氣器而言，其曝氣量[8-10]、曝氣器孔徑[11-12]及曝氣水深[13-14]均可產(chǎn)生直接影響；同時，水質(zhì)因素如溫度、pH值[15-17]、總?cè)芙庑怨腆w[18-19]、離子強(qiáng)度、懸浮固體[20]、COD濃度[21]、表面活性劑濃度[22-24]等，也會改變水體的理化性質(zhì)及氣泡的流體力學(xué)行為，從而影響微孔曝氣的氧傳質(zhì)效率[25]。目前已有研究主要集中于污水處理廠曝氣池中氧傳質(zhì)過程單因素的影響，針對河流微孔曝氣系統(tǒng)影響因素的研究較少。與污水處理廠曝氣池相比，河流系統(tǒng)水深較淺，水質(zhì)情況復(fù)雜多樣，其氧傳質(zhì)過程的主要影響因素與曝氣池存在差異。此外，不同因素之間存在的交互作用也會對氧傳質(zhì)過程產(chǎn)生較大影響，導(dǎo)致僅采用單因素試驗難以達(dá)到最佳的優(yōu)化效果。因此，研究河流微孔曝氣系統(tǒng)氧傳質(zhì)過程的影響因素及其交互作用，對優(yōu)化曝氣系統(tǒng)的充氧性能至關(guān)重要。

本文通過單因素試驗探究5種因素對河流微孔曝氣系統(tǒng)氧傳質(zhì)過程的影響規(guī)律，并在此基礎(chǔ)上，采用中心復(fù)合試驗設(shè)計進(jìn)行響應(yīng)面優(yōu)化分析，構(gòu)建河流微孔曝氣系統(tǒng)的氧體積傳質(zhì)系數(shù)優(yōu)化模型，優(yōu)化曝氣器的選型及布設(shè)，提高微孔曝氣系統(tǒng)的充氧性能，節(jié)約能耗，以期為微孔曝氣系統(tǒng)充氧性能的優(yōu)化提供參考。

1 材料與方法

1.1 試驗裝置

試驗裝置如圖1所示，其主體為一個0.6 m×0.6 m×1.0 m的有機(jī)玻璃立方體槽，頂端開口。水槽內(nèi)安裝一個微孔曝氣器，并與氣體轉(zhuǎn)子流量計、壓力表及空氣壓縮機(jī)相連。在水槽中部水深處安裝一個溶解氧數(shù)字電極，連接電腦，每30 s記錄一次溶解氧的質(zhì)量濃度?？紤]實際河流水深情況及試驗裝置的限制，試驗水深設(shè)置為0.8 m。

圖1 試驗裝置示意圖(單位：m)

1.2 設(shè)備與儀器

鈦合金微孔曝氣器直徑為100 mm，試驗中選用的孔徑分別為5 μm、10 μm、20 μm、40 μm和100 μm；氣體轉(zhuǎn)子流量計的量程為1～10 L/min，精度為±2%；壓力表精度為±2%；全無油靜音空氣壓縮機(jī)的功率為680 W，容積為10 L； 數(shù)字型溶解氧電極(CLEAN, CS4751D)精度為±0.2%。

1.3 試驗材料

所需的試劑包括亞硫酸鈉、六水合氯化鈷、氯化鈉、無水葡萄糖、十二烷基苯磺酸鈉(SDBS)，均為分析純；試驗用水為自來水。

1.4 試驗方法

通過標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)來表征微孔曝氣系統(tǒng)充氧性能，可用來衡量水體的增氧效率，計算公式為

(1)

K=KLaθ(20-T)

(2)

式中：ρ為曝氣過程水體中溶解氧質(zhì)量濃度的測量值，mg/L；t為曝氣時間，h；KLa為氧體積傳質(zhì)系數(shù)，表示單位時間內(nèi)向單位體積水中傳遞氧的量，h-1；K為標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)，h-1；ρT為試驗水溫為T時飽和溶解氧質(zhì)量濃度，mg/L；ρ0為曝氣前的初始溶解氧質(zhì)量濃度，mg/L；θ為溫度修正系數(shù)，一般取1.024；T為試驗水溫，℃。

通過文獻(xiàn)調(diào)研和預(yù)試驗結(jié)果分析，確定了5個對標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)存在顯著影響的因素，分別為曝氣器孔徑(d)、曝氣水深(h)、河流水質(zhì)因素中的鹽度(S)、BOD5質(zhì)量濃度(ρBOD5)、典型陰離子表面活性劑SDBS質(zhì)量濃度(ρSDBS)。綜合考慮微孔曝氣器技術(shù)參數(shù)、試驗水量、試驗周期等因素，將本試驗中的曝氣流量確定為5 L/min。每組試驗周期約為3 h，水溫變化范圍為0.2 ℃，最終根據(jù)試驗結(jié)果對標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)進(jìn)行分析，因此，試驗中可忽略水溫變化對試驗結(jié)果的影響。

選擇試驗所需的曝氣器孔徑并將其安裝在相應(yīng)的水深處，向水槽中分別添加氯化鈉、無水葡萄糖以及SDBS，將試驗用水配制成所需濃度，然后按照CJ/T 475—2015《微孔曝氣清水氧傳質(zhì)性能測定》進(jìn)行充氧試驗。

a.單因素試驗。單因素試驗是在其他因素一定的情況下，分別觀測曝氣器孔徑(5 μm、10 μm、20 μm、40 μm、100 μm)、曝氣水深(20 cm、30 cm、40 cm、50 cm、60 cm)、鹽度(0 g/L、1 g/L、2 g/L、3 g/L、4 g/L)、BOD5質(zhì)量濃度(0 mg/L、3 mg/L、6 mg/L、9 mg/L、12 mg/L)、SDBS質(zhì)量濃度(0 mg/L、1 mg/L、2 mg/L、3 mg/L、4 mg/L)對標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)的影響規(guī)律，各因素的取值范圍基于微孔曝氣器技術(shù)參數(shù)以及城市河流的實際情況而定。

b.響應(yīng)面優(yōu)化試驗。根據(jù)中心復(fù)合設(shè)計(central composite design，CCD)方法，設(shè)計5因素5水平的響應(yīng)面試驗方案(表1)。試驗以K為響應(yīng)值，孔徑、曝氣水深、鹽度、BOD5質(zhì)量濃度及SDBS質(zhì)量濃度5個影響因素均在5個不同水平下進(jìn)行研究。

表1 響應(yīng)面試驗設(shè)計因素及水平

c.模型驗證。采集5條河流水樣，分別測定其鹽度、BOD5及SDBS質(zhì)量濃度，通過優(yōu)化模型分析得到最佳微孔曝氣器孔徑及曝氣水深，并在該最佳參數(shù)下進(jìn)行曝氣試驗，計算得到標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)。

2 結(jié)果與討論

2.1 單因素對微孔曝氣系統(tǒng)充氧性能的影響

單因素對標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)的影響如表2所示。在曝氣水深為60 cm、鹽度為0 g/L、BOD5質(zhì)量濃度為0 mg/L、SDBS質(zhì)量濃度為0 mg/L的條件下，考察曝氣器孔徑對K的影響。由表2可知，隨著微孔曝氣器孔徑的增大，K逐漸減小。微孔曝氣器孔徑會直接影響其產(chǎn)生的氣泡尺寸，在相同曝氣量下，孔徑越大，則產(chǎn)生的氣泡尺寸越大。氣泡越大，一方面會增加水體的擾動強(qiáng)度，加速氧在水體中的擴(kuò)散作用，促進(jìn)氧傳質(zhì)，另一方面可減小液膜的厚度，降低氧的傳質(zhì)阻力，同樣有利于氧傳質(zhì)過程；同時，氣泡越大，比表面積越小，氣液傳質(zhì)界面面積減小，會抑制氣液氧傳質(zhì)過程。隨著孔徑的增大，氣液傳質(zhì)界面面積的減小對氧傳質(zhì)過程的影響更加顯著，成為主要的影響因素[11]，因此K隨孔徑的增大而減小，本試驗結(jié)果與上述研究所得結(jié)論一致。

表2 不同因素對氧體積傳質(zhì)系數(shù)的影響

在微孔曝氣器孔徑為100 μm、鹽度為0 g/L、BOD5質(zhì)量濃度為0 mg/L、SDBS質(zhì)量濃度為0 mg/L的條件下，考察曝氣水深對K的影響。由表2可知當(dāng)水深由20 cm增加至60 cm，K由1.45 h-1增大至2.73 h-1，增幅顯著。尹訓(xùn)飛等[13]探究了水深對微孔曝氣充氧性能的影響，結(jié)果表明，曝氣水深為1～6 m時，K隨著水深的增大先減小后趨于不變，與本試驗研究所得結(jié)論并不一致。其原因可能是本試驗采用了曝氣水深為20～60 cm的淺水曝氣系統(tǒng)，水深增大使得氣泡在水中的停留時間以及氣液接觸時間增加，而淺水系統(tǒng)在曝氣條件下具有強(qiáng)烈的氣液湍動作用，液膜阻力較低，使得氣液表面更新速率加快，在兩方面的共同作用下提高了氧傳質(zhì)速率。

在微孔曝氣器孔徑為100 μm、曝氣水深為60 cm、BOD5質(zhì)量濃度為0 mg/L、SDBS質(zhì)量濃度為0 mg/L的條件下，考察鹽度對K的影響。由表2可知，水體鹽度增大時，K有明顯的上升趨勢，鹽度由0 g/L增大至4 g/L時，K由2.73 h-1上升為3.46 h-1。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，隨著鹽度的增大，液體的表面張力會線性增大[18]，使得產(chǎn)生的氣泡尺寸變小，從而降低氣泡聚并的概率及上升的速率，促進(jìn)了氣液傳質(zhì)作用，本研究的試驗結(jié)果與該結(jié)論一致。

在微孔曝氣器孔徑為100 μm、曝氣水深為60 cm、鹽度為0 g/L、SDBS質(zhì)量濃度為0 mg/L的條件下，考察BOD5質(zhì)量濃度對K的影響。由表2可知，K隨水體BOD5質(zhì)量濃度的增加而逐漸減小。該結(jié)果與孫劍輝等[21]的研究結(jié)論一致，其原因可能是本研究通過添加無水葡萄糖來調(diào)節(jié)水體中BOD5質(zhì)量濃度，隨著葡萄糖濃度的增加，液體的黏度增大[26-27]，導(dǎo)致氧的擴(kuò)散速率減小，黏度增大還會促進(jìn)氣泡的聚并作用，進(jìn)而使得產(chǎn)生的氣泡變大，上升速率加快，K值降低。

在微孔曝氣器孔徑為100 μm、曝氣水深為60 cm、鹽度為0 g/L、BOD5質(zhì)量濃度為0 mg/L的條件下，考察SDBS質(zhì)量濃度對K的影響。由表2可知，當(dāng)SDBS質(zhì)量濃度由0 mg/L升高至4 mg/L時，K隨之減小。程香菊等[22]基于氣泡理論探究了表面活性劑對微孔曝氣系統(tǒng)增氧性能的影響，結(jié)果表明，SDBS質(zhì)量濃度為1 mg/L時可促進(jìn)氧傳質(zhì)，SDBS質(zhì)量濃度為1～5 mg/L時，隨著濃度的增加，K降低。本研究中，K在SDBS質(zhì)量濃度為1 mg/L時并沒有出現(xiàn)拐點，而是隨SDBS質(zhì)量濃度的增大而減小。產(chǎn)生這種趨勢的主要原因是表面活性劑同時含有親水基團(tuán)和疏水基團(tuán)，親水基團(tuán)易于進(jìn)入水相，而疏水基團(tuán)遠(yuǎn)離水相，導(dǎo)致其在氣液界面聚集，并在氣液界面形成一層液膜，使得表面張力降低，阻礙氧氣傳輸，從而抑制了氧傳質(zhì)過程。

2.2 響應(yīng)面法優(yōu)化充氧性能試驗

2.2.1優(yōu)化模型及方差分析

采用Design-Expert 12軟件設(shè)計生成響應(yīng)面優(yōu)化試驗方案，試驗共50組(8組為重復(fù)實驗)，按照該方案進(jìn)行試驗，結(jié)果見表3, 孔徑、曝氣水深、鹽度、BOD5及SDBS質(zhì)量濃度5個影響因素的水平值分別記為x1、x2、x3、x4、x5。通過軟件對試驗結(jié)果進(jìn)行多元回歸擬合分析，得到關(guān)于標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)與因素水平值的二次多項式回歸方程(式(3))。

K= 2.23-0.041 8x1+ 0.308 7x2+ 0.084 7x3-

0.006 8x4- 0.092 3x5- 0.025 3x1x2+

0.000 9x1x3+0.009 1x1x4+ 0.040 9x1x5+

0.025 9x2x3- 0.024 7x2x4+ 0.023 4x2x5+

0.004 1x3x4-0.037 8x3x5-0.012 2x4x5+

(3)

回歸模型的方差分析及顯著性檢驗結(jié)果如表4所示。設(shè)置顯著水平α= 0.05，則當(dāng)P< 0.05時為顯著，反之即為不顯著。由表4可知，所得模型的F值為23.87，P< 0.000 1，遠(yuǎn)小于0.05，表明該回歸模型非常顯著。模型的決定系數(shù)R2為0.942 7，變異系數(shù)Cv= 4.32%(<10%)，表明該模型可以解釋94.27%響應(yīng)值的變化，擬合度較高。根據(jù)方差分析的F值可知，各因素影響的顯著性由大到小順序為：曝氣水深、SDBS質(zhì)量濃度、鹽度、曝氣器孔徑、BOD5質(zhì)量濃度。

表3 試驗設(shè)計方案及結(jié)果

表4 回歸模型的方差分析和顯著性檢驗

K= 2.23 - 0.041 8x1+ 0.308 7x2+ 0.084 7x3-

0.092 3x5+0.040 9x1x5- 0.037 8x3x5+

(4)

當(dāng)已知水體的鹽度、BOD5及SDBS質(zhì)量濃度時，即式(4)中x3、x4、x5為定值，通過求解二元函數(shù)的最大值，可得到微孔曝氣系統(tǒng)的最佳孔徑及安裝水深。將該最佳孔徑和水深設(shè)置為曝氣參數(shù)，從而實現(xiàn)微孔曝氣系統(tǒng)充氧性能的優(yōu)化。

2.2.2響應(yīng)面分析

采用Design-Expert 12軟件繪制響應(yīng)曲面圖，可直觀反映本試驗所考慮的各因素對響應(yīng)值的交互作用。將其他因素固定為中間值，即可獲得任意2個因素交互作用的結(jié)果，共得到10組響應(yīng)曲面，如圖2所示。響應(yīng)曲面坡度越陡則表明響應(yīng)值對該影響因素的變化越敏感；響應(yīng)曲面的輪廓呈凸起、凹陷或馬鞍狀則表明所對應(yīng)的兩個影響因素之間的交互作用顯著。

由圖2可知，在試驗設(shè)置范圍內(nèi)，K隨曝氣水深的增大而增大，且響應(yīng)曲面坡度較大，表明水深對K的影響非常顯著，鹽度、SDBS質(zhì)量濃度及孔徑也存在顯著影響，而BOD5質(zhì)量濃度的影響不顯著；孔徑和SDBS質(zhì)量濃度、鹽度和SDBS質(zhì)量濃度對K存在顯著的交互作用，這與模型顯著性分析所得結(jié)論一致。由于K受曝氣水深變化的影響程度最大，因此對曝氣水深進(jìn)行優(yōu)化可以顯著提高K。鹽度、SDBS質(zhì)量濃度及孔徑對K影響的顯著程度小于曝氣水深，原因可能是其相互之間存在的交互作用產(chǎn)生了抑制的效果。BOD5質(zhì)量濃度對K的影響不顯著，其原因可能是本研究采用自來水作為試驗水體進(jìn)行模擬，未考慮實際河流水體中微生物的作用?？讖胶蚐DBS質(zhì)量濃度存在交互作用的原因可能是SDBS親水親油的性質(zhì)，使其易于在微氣泡的界面積累，增加了界面的氧傳質(zhì)阻力并降低了氧傳質(zhì)速率。鹽度和SDBS質(zhì)量濃度的交互作用主要是由于無機(jī)鹽會增加SDBS在氣液界面的積累，從而減小表面張力，抑制氣液氧傳質(zhì)過程。由于孔徑和SDBS質(zhì)量濃度、鹽度和SDBS質(zhì)量濃度對K存在顯著的交互作用，因此，對微孔曝氣系統(tǒng)充氧性能進(jìn)行優(yōu)化時不能僅考慮其中一種因素的作用，還需考慮另一種因素不同水平的影響。

(a)孔徑和曝氣水深 (b)孔徑和鹽度

(c)孔徑和BOD5質(zhì)量濃度 (d)孔徑和SDBS質(zhì)量濃度 (e)曝氣水深和鹽度 (f)曝氣水深和BOD5質(zhì)量濃度

(g)曝氣水深和SDBS質(zhì)量濃度 (h)鹽度和BOD5質(zhì)量濃度 (i)鹽度和SDBS質(zhì)量濃度 (j)BOD5質(zhì)量濃度和SDBS質(zhì)量濃度

2.2.3模型驗證

采用優(yōu)化模型對實際河流微孔曝氣系統(tǒng)的曝氣參數(shù)進(jìn)行優(yōu)化，得到5組水樣在本試驗研究范圍內(nèi)的最佳曝氣參數(shù)。通過模型預(yù)測，得到的K分別為3.12 h-1、2.96 h-1、3.02 h-1、3.08 h-1和2.88 h-1。為驗證模型預(yù)測結(jié)果的準(zhǔn)確性，在最佳參數(shù)下對采集的水樣進(jìn)行曝氣試驗，計算出K分別為3.06 h-1、2.91 h-1、3.05 h-1、3.01 h-1和2.92 h-1，模型預(yù)測結(jié)果與試驗測試結(jié)果的相對誤差平均值僅為1.67%(< 5%)，表明預(yù)測值與試驗值基本吻合，進(jìn)一步說明通過該模型優(yōu)化曝氣參數(shù)具有一定可靠性和準(zhǔn)確性。

3 結(jié) 論

a.單因素試驗結(jié)果表明，微孔曝氣器孔徑、曝氣水深、鹽度、BOD5質(zhì)量濃度、SDBS質(zhì)量濃度均可影響標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)。

b.響應(yīng)面分析結(jié)果表明，5種因素對標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)影響的顯著程度由大到小分別為：曝氣水深、SDBS質(zhì)量濃度、鹽度、微孔曝氣器孔徑、BOD5質(zhì)量濃度；微孔曝氣器孔徑和SDBS質(zhì)量濃度、鹽度和SDBS質(zhì)量濃度對標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)存在顯著的交互作用，在對微孔曝氣系統(tǒng)充氧性能進(jìn)行優(yōu)化時不能僅考慮單一因素的影響。

c.以標(biāo)準(zhǔn)氧體積傳質(zhì)系數(shù)最大為優(yōu)化目標(biāo)，通過回歸模型分析實際河流水體微孔曝氣治理的最佳參數(shù)，并進(jìn)行試驗驗證，得到模型預(yù)測值與試驗值的相對誤差平均值僅為1.67%，表明該模型準(zhǔn)確可靠?？赏ㄟ^該模型對曝氣器的選型與布設(shè)進(jìn)行優(yōu)化，從而提高微孔曝氣系統(tǒng)的充氧性能。