陳明， 陳晗翔， 朱庭耀， 彭佳誠(chéng)， 李小斌， 徐海圣,3*

(1.浙江大學(xué) 動(dòng)物科學(xué)學(xué)院，浙江 杭州 310058； 2.湖州弘鑫生態(tài)農(nóng)業(yè)科技有限公司，浙江 湖州 313028；3.浙江大學(xué) 湖州市南太湖現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技推廣中心，浙江 湖州 313000)

由于養(yǎng)殖密度高、大量投餌及排泄物的積累，水產(chǎn)養(yǎng)殖中經(jīng)常出現(xiàn)水體氨氮濃度過高現(xiàn)象，導(dǎo)致養(yǎng)殖魚蝦的免疫力和抵抗力下降，攝食減少，生長(zhǎng)緩慢，易發(fā)生疾病。隨著我國(guó)水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)迅速發(fā)展，大量含有氨氮的養(yǎng)殖廢水未經(jīng)凈化處理直接排放，易造成水體中溶解氧濃度降低，導(dǎo)致水體發(fā)黑發(fā)臭，水質(zhì)下降，對(duì)水生動(dòng)植物的生存造成較大影響。當(dāng)水體氨氮濃度較高時(shí)，水體易富營(yíng)養(yǎng)化，導(dǎo)致生態(tài)環(huán)境惡化[1-2]，因此，水產(chǎn)養(yǎng)殖廢水氨氮凈化處理技術(shù)已受到越來(lái)越多的關(guān)注。

移動(dòng)床生物膜反應(yīng)器(MBBR)是一種同時(shí)具備活性污泥法和生物膜法優(yōu)勢(shì)的新興廢水處理工藝，具有良好的脫氮除磷效果，且具有性能穩(wěn)定、無(wú)需定期反沖洗、操作靈活的特點(diǎn)[3-5]。目前國(guó)內(nèi)外利用MBBR技術(shù)處理畜禽養(yǎng)殖廢水、城鎮(zhèn)生活污水、石化廢水等方面有了較多的研究和應(yīng)用，但對(duì)于水量大、低有機(jī)負(fù)荷水產(chǎn)養(yǎng)殖廢水處理的研究還鮮有報(bào)道[4]。研究表明，載體性質(zhì)、填充率、水力停留時(shí)間、溫度、碳氮比、溶解氧等因素都能影響MBBR凈化廢水的效果，如何調(diào)整相關(guān)參數(shù)以實(shí)現(xiàn)廢水的高效凈化是當(dāng)前該技術(shù)研究的主要內(nèi)容。本文采用Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)，通過建立水力停留時(shí)間(HRT)、碳氮比(C/N)、溶解氧(DO)等各影響因素的多元二次模型，應(yīng)用響應(yīng)面法分析影響MBBR凈化水產(chǎn)養(yǎng)殖廢水氨氮各因素之間交互作用的程度，尋求最佳凈化條件，以期為利用MBBR凈化水產(chǎn)養(yǎng)殖廢水提供參考。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)裝置

試驗(yàn)裝置為6個(gè)由有機(jī)玻璃制成的圓柱形反應(yīng)器，直徑、高度和有效容積分別為10 cm、50 cm和3.9 L，填料填充率為30%。反應(yīng)器采用連續(xù)式進(jìn)水方式，通過蠕動(dòng)泵從反應(yīng)器底部進(jìn)水，上部溢出。裝置底部配置有微孔曝氣頭。

1.2 試驗(yàn)填料

反應(yīng)器填料為活性炭聚氨酯復(fù)合填料，購(gòu)自昆山市貝斯源環(huán)?？萍加邢薰?，裁成立方體形狀，邊長(zhǎng)15 mm。

1.3 養(yǎng)殖模擬廢水和活性污泥

試驗(yàn)用廢水根據(jù)中華鱉溫室養(yǎng)殖排放廢水水質(zhì)指標(biāo)配制，配方為氯化銨89.2 mg·L-1，磷酸二氫鉀6.6 mg·L-1，亞硝酸鈉6 mg·L-1，葡萄糖92.78 mg·L-1。活性污泥采自杭州七格污水處理廠。

1.4 反應(yīng)器啟動(dòng)

活性污泥經(jīng)模擬廢水活化處理后加注到反應(yīng)器內(nèi)，注入量為反應(yīng)器1/3位置，讓填料和活性污泥充分接觸后注滿清水，控制溶解氧濃度為3～4 mg·L-1，溫度20～25 ℃。以后每隔8 h排放反應(yīng)器有效容積1/3的水，再補(bǔ)充模擬廢水，持續(xù)掛膜2 d。掛膜成功后，反應(yīng)器呈現(xiàn)出平穩(wěn)運(yùn)行狀態(tài)，控制溫度約為20 ℃，溶解氧濃度為4 mg·L-1，連續(xù)進(jìn)水，且HRT保持為8 h。

1.5 單因素試驗(yàn)

通過單因素試驗(yàn)的確定，以HRT、C/N和DO 3個(gè)因素為自變量，根據(jù)前期試驗(yàn)結(jié)果，每個(gè)因素設(shè)3個(gè)水平: HRT 8、9、10 h；C/N 4、6、8；DO 4.0、4.5、5.0 mg·L-1。以模擬養(yǎng)殖廢水的氨氮去除率為響應(yīng)值，可以得到因素和響應(yīng)值之間的函數(shù)關(guān)系，即回歸方程、二次曲面模型、方差分析并進(jìn)行模型驗(yàn)證。

1.6 氨氮去除率

氨氮的測(cè)定采用納氏試劑分光光度法(HJ 535—2009)[6]，計(jì)算氨氮去除率。

2 結(jié)果與分析

2.1 模型建立與回歸分析

通過軟件Design Expert 8.0中Box-Behnken法進(jìn)行響應(yīng)面試驗(yàn)設(shè)計(jì)。設(shè)計(jì)3因素3水平共17個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)的試驗(yàn)方案，響應(yīng)量為氨氮去除率,試驗(yàn)數(shù)據(jù)采用Design Expert進(jìn)行數(shù)據(jù)分析,試驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果見表1。

用軟件Design-Expert對(duì)表1進(jìn)行數(shù)據(jù)分析和多元二次回歸擬合，得到HRT(A)、C/N(B)和DO(C)3個(gè)變量對(duì)氨氮去除率(Y)的數(shù)學(xué)模型回歸方程為：

Y=89.62-0.003 56A+0.21B-1.2C-1.15AB-1.84AC+1.62BC-2.16A2-2.84B2-4.72C2。

表1 Box-Behnken試驗(yàn)方案與結(jié)果

通過回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，HRT為8～10 h、DO為4～5 mg·L-1和C/N為4～6時(shí)，HRT(P=0.010 8)和DO(P=0.001 3)顯著影響響應(yīng)值氨氮去除率(P<0.05)，然而C/N對(duì)氨氮去除率的影響不顯著(P>0.05)，3個(gè)因素的顯著性影響為DO>HRT>C/N。在不同因素交互關(guān)系效應(yīng)影響中，HRT和DO間的交互關(guān)系效應(yīng)影響顯著(P<0.05)，表明HRT和DO間的交互作用明顯影響氨氮去除率(P<0.05)，其余交互關(guān)系效應(yīng)影響則不顯著(P>0.05)。

2.2 雙因素效應(yīng)

基于上述多元二次回歸方程，其余因素保持穩(wěn)定不變的狀態(tài)下，得到任意2種因素及其交互作用對(duì)廢水氨氮去除率的響應(yīng)曲面和等值線圖(圖1～3)。從圖1可以看出，HRT與C/N的變化可以使氨氮去除率自84.29%增加至91.33%。當(dāng)HRT=9 h、C/N=5時(shí)，反應(yīng)器對(duì)氨氮的去除率最高；當(dāng)HRT=8 h、C/N=4時(shí)，氨氮去除率為最低。當(dāng)DO=4.5 mg·L-1時(shí)，且在HRT=(9±0.5)h，C/N=5±0.5的范圍內(nèi)，氨氮去除率均超過89%。

圖1 水力停留時(shí)間與碳氮比對(duì)氨氮去除率的響應(yīng)曲面

由圖2可知，HRT與DO值的變化可以使氨氮去除率自80.42%增加至91.33%；當(dāng)HRT=9 h、DO=4.5 mg·L-1時(shí)，氨氮去除率達(dá)到最大值；當(dāng)HRT=8 h、DO=4 mg·L-1時(shí)，反應(yīng)裝置的氨氮去除率最低。當(dāng)C/N=5保持穩(wěn)定時(shí)，且在HRT=(9±1)h，C/N=4.5±0.2，氨氮去除率均超過88%。

圖2 水力停留時(shí)間與溶解氧濃度對(duì)氨氮去除率的響應(yīng)曲面

由圖3可知，C/N與DO的改變可以使氨氮去除率自78.93%增加至91.33%.當(dāng)C/N=5、DO=4.5 mg·L-1時(shí)，反應(yīng)裝置的氨氮去除率最高；當(dāng)C/N=4，DO=5 mg·L-1時(shí)，氨氮去除率最低。當(dāng)HRT=9 h保持穩(wěn)定時(shí)，且在C/N=5±0.5、DO=(4.5±0.2)mg·L-1，氨氮去除率均超過88%。

圖3 碳氮比與溶解氧濃度對(duì)氨氮去除率的響應(yīng)曲面

Design Expert軟件在建立的回歸方程和二次曲面模型基礎(chǔ)上進(jìn)行工藝優(yōu)化，即找到使廢水氨氮去除率達(dá)到最大值的因素水平。最終軟件輸出，當(dāng)HRT=8.65 h、C/N=4.67、DO=4.63 mg·L-1時(shí)，氨氮去除率能達(dá)到最大值92.32%。

2.3 模型驗(yàn)證

為了驗(yàn)證上述模型和結(jié)果的準(zhǔn)確性，選擇最優(yōu)參數(shù)的條件下，即HRT=8.65 h、C/N=4.67、DO=4.63 mg·L-1時(shí)，運(yùn)行移動(dòng)床生物膜反應(yīng)器，實(shí)測(cè)氨氮去除率達(dá)93.44%，與模型預(yù)測(cè)值相對(duì)誤差在1.2%以內(nèi)，表明模型的預(yù)測(cè)值較準(zhǔn)確，模型預(yù)測(cè)性能好，得出的最佳響應(yīng)值和最佳因素水平的組合具有可信性。

3 討論

在MBBR處理廢水氨氮的過程中，填料、溫度、碳氮比、溶解氧、水力停留時(shí)間和有機(jī)負(fù)荷等因素都能影響生物膜反應(yīng)器的處理效率，從而對(duì)氨氮去除率產(chǎn)生影響，眾多學(xué)者對(duì)以上研究均進(jìn)行了單因素影響研究，但對(duì)各因素間互作關(guān)系及這種互作關(guān)系對(duì)氨氮去除能力的綜合影響研究較少[7-10]，而MBBR在水產(chǎn)養(yǎng)殖廢水處理中各因素間互作關(guān)系及其對(duì)氨氮去除能力綜合影響的研究報(bào)道較少[11]。

本文利用響應(yīng)面法對(duì)MBBR處理水產(chǎn)養(yǎng)殖模擬廢水進(jìn)行了研究，設(shè)置填料填充率為30%，控制反應(yīng)溫度在20～25 ℃，選擇水力停留時(shí)間、碳氮比、溶解氧含量作為自變量因素，利用響應(yīng)面分析法進(jìn)行Box-Behnken試驗(yàn)設(shè)計(jì)，獲得MBBR在連續(xù)進(jìn)水處理?xiàng)l件下運(yùn)行參數(shù)和氨氮去除率的二次多項(xiàng)式回歸模型，分析水力停留時(shí)間、碳氮比、溶解氧含量及其交互作用對(duì)氨氮去除率的影響。建立的數(shù)學(xué)模型及驗(yàn)證結(jié)果表明，所得回歸模型極顯著(P<0.01)，變異系數(shù)僅為1.05%，且失擬項(xiàng)不顯著(P=0.140 4>0.05)，表明此回歸方程用于描述各因素與響應(yīng)值之間的非線性方程關(guān)系是顯著的，實(shí)測(cè)值與預(yù)測(cè)值擬合程度較好，說明本次試驗(yàn)建立的二次多項(xiàng)式回歸模型是可靠的，可以用此模型在此條件下對(duì)氨氮去除率進(jìn)行分析和預(yù)測(cè)，確定氨氮去除率的最佳運(yùn)行參數(shù)。

回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)表明，在選取的試驗(yàn)條件(HRT 8～10 h，DO 4～5 mg·L-1，C/N 4～6)下水力停留時(shí)間和溶解氧對(duì)響應(yīng)值氨氮去除率的影響達(dá)到顯著水平，但碳氮比對(duì)氨氮去除率的影響并未達(dá)到顯著水平，三者的影響顯著性依次是溶解氧>水力停留時(shí)間>碳氮比。因素間交互關(guān)系效應(yīng)影響中，水力停留時(shí)間和溶解氧之間的交互關(guān)系效應(yīng)影響顯著，其余交互關(guān)系則不顯著，這與回歸方程的方差分析結(jié)果是一致的。試驗(yàn)利用回歸方程得到了MBBR處理水產(chǎn)廢水氨氮的最佳條件，即HRT=8.65 h、C/N=4.67、DO=4.63 mg·L-1時(shí)，氨氮去除率能達(dá)到最大值92.32%。