李嘉穎，姜應和，龔樹毅，趙 俊

(1.武漢理工大學土木工程與建筑學院，湖北武漢 430070；2.公安縣佳源水務有限公司，湖北荊州 434300；3.武漢理工大學供水與水污染控制研究中心，湖北武漢 430070)

擬定的污水處理廠設計進水水質是該廠污水處理工藝流程選擇和污水處理單元設計參數(shù)確定的重要依據(jù)，污水處理廠實際進水水質與污水處理廠出水水質具有相關性，是污水處理廠運行調控的重要影響因素。因此，對污水處理廠進水水質特征及其對出水水質的相關性開展研究，對指導污水處理廠設計、運行和管理具有十分重要的意義[1-2]。

本文以公安縣瓦池污水處理廠2017年全年實際進水水質資料為研究對象，分析各水質指標的變化規(guī)律；參照德國ATV-DVWK-A131E標準[3]確定污水處理廠的設計進水水質，與原先該廠的設計進水水質進行比較；根據(jù)污水處理廠進水和出水水質資料，分析各指標出水水質與進水水質的相關性。通過分析得到公安縣瓦池污水處理廠的進水水質特征，為南方地區(qū)管網(wǎng)收集條件類似的污水處理廠設計和運行提供借鑒。

1 進水水質水量監(jiān)測數(shù)據(jù)

圖1 進水水質水量監(jiān)測數(shù)據(jù)Fig.1 Monitoring Data of Influent Quality and Quantity

2 各水質指標變化規(guī)律分析

以圖1的進水水質實測結果為研究對象，分析各污染物指標年平均值、全年監(jiān)測值變化特征、月平均值變化規(guī)律。統(tǒng)計分析運用EXCEL軟件，作圖軟件運用SPSS 23.0和Origin 2016。

2.1 全年水質特征分析

以標準偏差、變異系數(shù)來判斷數(shù)據(jù)的離散程度，以偏度和峰度來檢驗數(shù)據(jù)的正態(tài)性[4]。偏度大于零則表明某指標365個監(jiān)測數(shù)據(jù)屬于正偏態(tài)分布，小于零則屬于負偏態(tài)分布，等于零則為正態(tài)分布。峰度是表征數(shù)據(jù)分布在平均值位置峰值高低的特征數(shù)，峰度大于零則峰部較尖，小于零則峰部更平緩，等于零則為正態(tài)分布。變異系數(shù)為標準偏差和平均值的比值，可比較不同數(shù)據(jù)組的離散程度大小。對圖1中進水水質監(jiān)測數(shù)據(jù)的分析結果如表1所示。

表1 各指標進水水質統(tǒng)計分析Tab.1 Statistical Analysis of Each Index of Influent Quality

2.2 各月進水平均值變化規(guī)律分析

2017年各月處理水量及各指標進水濃度平均值如表2所示。

表2 各指標進水水質月均值Tab.2 Monthly Average Values of Each Index of Influent Quality

注：括號內(nèi)為月份

3 設計進水水質可靠性分析

當有一定數(shù)量實測數(shù)據(jù)時，以一定保證率作為標準來確定設計進水水質較為科學合理[11]。德國ATV-DVWK-A131E標準[3]規(guī)定，當有40 d以上監(jiān)測數(shù)據(jù)時，一般可采用85%保證率來確定設計進水水質。

首先將實測的水質數(shù)據(jù)進行匯總，然后從小到大進行排序，并利用式(1)計算小于等于某一濃度值的出現(xiàn)頻率，即其相應濃度值的累積概率，計算結果如圖2所示。

P=n/(N+1)

(1)

其中：P——某一濃度值的出現(xiàn)頻率；

n——某一濃度值從小到大的序列號；

N——實測的水質數(shù)據(jù)的總數(shù)。

圖2 各指標累積頻率Fig.2 Cumulative Frequency of Each Index

該污水處理廠原先設計進水水質以及根據(jù)實際進水水質統(tǒng)計數(shù)據(jù)按ATV標準確定的設計進水水質如表3所示。

表3 設計進水水質對比Tab.3 Comparison of Designed Influent Quality Parameters

當進水BOD5為115 mg/L時，以BOD5=0.68 BODu[4]計，原水中總BOD即BODu，約為169 mg/L，即215 mg/L的CODCr中約有46 mg/L的CODCr是不可生物降解的，其中非溶解性不可生物降解的COD絕大部分被活性污泥吸附。BODu/TN=4.8，略大于4.0，基本滿足生物脫氮要求；BODu/TP=37.1，遠大于20，完全滿足生物除磷要求。實際進水的TN和TP高于設計擬定值，且設計人員常采用COD作為可生化有機物量來分析生物除磷脫氮的碳氮比和碳磷比，導致設計時對生物除磷脫氮效果的預期往往較為樂觀。該廠實際運行全年結果也表明，升級改造前該廠尾水出水TN達到《城鎮(zhèn)污水廠污染物排放標準》(GB 18918—2002)一級A標準的概率約為90%，佐證了上述對脫氮碳源充足性的分析結果。

4 進水水質對出水水質的影響分析

4.1 污水處理廠出水水質監(jiān)測數(shù)據(jù)

該污水處理廠2017年每日出水水質監(jiān)測數(shù)據(jù)如圖3所示。

對圖3中出水水質監(jiān)測數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，得到該污水處理廠出水達標情況如表4所示。

4.2 進水濃度對出水水質相關性分析

圖3 出水水質監(jiān)測數(shù)據(jù)Fig.3 Monitoring Data of Effluent Quality

表4 出水水質達標率Tab.4 Qualification Rate of Effluent Quality

更符合正態(tài)分布，COD、BOD5和TP更符合正偏態(tài)分布。對皮爾遜系數(shù)法而言，其適用條件之一就是每個變量都應服從正態(tài)分布或接近正態(tài)分布；對斯皮爾曼系數(shù)法而言，其適用條件則更為寬泛，只要兩個變量是連續(xù)的成對出現(xiàn)即可，但其統(tǒng)計效能相皮爾遜系數(shù)法略差一些。根據(jù)實際進水水質特點，選用斯皮爾曼系數(shù)法來判斷進水水質對出水水質的影響。

根據(jù)圖1和圖3的進出水水質監(jiān)測數(shù)據(jù)，利用SPSS 23.0計算各指標進水濃度對出水影響的相關系數(shù)，其結果如表5所示。

表5 進水水質對出水水質影響斯皮爾曼相關系數(shù)分析Tab.5 Spearman's Rank Correlation Coefficient of the Effect of Influent Quality on Effluent Quality

注：**表示在0.01置信區(qū)間內(nèi)，相關性顯著

5 結論

(2)除BOD5外，另外4個水質指標月均濃度最大值集中在氣溫低的春冬季；除COD、BOD5外，另外3個水質指標月均濃度最小值集中在氣溫較高的夏季。該廠進水水質隨季節(jié)的變化規(guī)律與眾多南方污水處理廠相似。