李桂芳，高玉婷,2，糜自棟,2，李弘強(qiáng)，孫韶華，賈瑞寶,*

(1.山東省城市供排水水質(zhì)監(jiān)測(cè)中心，山東濟(jì)南 250101；2.山東建筑大學(xué)市政與環(huán)境工程學(xué)院，山東濟(jì)南 250101；3.湖南沁森高科新材料有限公司，湖南長(zhǎng)沙 410000)

反滲透(reverse osmosis，RO)是以膜兩側(cè)壓力差為推動(dòng)力，使溶劑透過(guò)膜以實(shí)現(xiàn)溶劑和溶質(zhì)的分離[1]。通常認(rèn)為RO膜的膜孔徑小至納米級(jí)，能夠有效地去除水中雜質(zhì)，如鹽分和硬度、小分子有機(jī)物、微生物等[2-4]。隨著人們對(duì)飲用水水質(zhì)要求的不斷提高，水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)也在不斷地完善和發(fā)展，加之近年來(lái)RO膜國(guó)產(chǎn)化及產(chǎn)業(yè)化水平不斷提升，制膜工藝水平、膜工程應(yīng)用能力也逐漸成熟，RO膜大規(guī)模應(yīng)用于市政給水領(lǐng)域的趨勢(shì)日益顯著。實(shí)際工程應(yīng)用中，高通量、高截留率、高抗污染性是開(kāi)發(fā)高性能RO膜的重要研究目標(biāo)和內(nèi)容[5]。超低壓RO膜在較低的運(yùn)行壓力(通常僅為0.3～0.7 MPa)下，仍能保持較高的脫鹽率和水通量，同時(shí)其表面電位為中性，親水性強(qiáng)且化學(xué)穩(wěn)定性好，抗污染能力強(qiáng)[6]，因此，超低壓RO膜順應(yīng)了發(fā)展的趨勢(shì)。鑒于超低壓RO膜的優(yōu)良性能，目前已有一些應(yīng)用，如滄州某凈水廠[7]以超低壓RO膜系統(tǒng)為主的脫鹽裝置處理地表水，雖然該地表水的電導(dǎo)率變化波動(dòng)很大，但是經(jīng)超低壓RO膜處理后產(chǎn)水電導(dǎo)率比較穩(wěn)定，同時(shí)可降低能耗約為33%。為處理水源中含量較高的硝酸鹽，山東某設(shè)計(jì)規(guī)模為1.8×104m3/d的大型水廠采用超濾(UF)+RO工藝作為深度處理工藝，改造后水廠出水可達(dá)到直飲水標(biāo)準(zhǔn)[8]；為使預(yù)處理后的廢水達(dá)標(biāo)并回用，西北某冶煉廠進(jìn)行了低壓RO深度處理工藝中試研究，結(jié)果表明，出水完全達(dá)到規(guī)范中再生水水質(zhì)指標(biāo)要求[9]。目前，超低壓RO膜在飲用水保障領(lǐng)域尚未規(guī)?；瘧?yīng)用，整體設(shè)計(jì)、應(yīng)用經(jīng)驗(yàn)尚待完善，缺少針對(duì)性研究。有關(guān)不同因素對(duì)超低壓RO膜性能的影響強(qiáng)弱程度以及各因素相關(guān)關(guān)系的研究很少，尚未用統(tǒng)一的方法定量描述各因素的影響程度，難以在工程設(shè)計(jì)時(shí)確定主次因素并對(duì)計(jì)算簡(jiǎn)化[10]。

本文選取國(guó)內(nèi)應(yīng)用較多的不同廠家超低壓RO膜，采用多元線性回歸考察了進(jìn)水壓力、溫度、進(jìn)水鹽濃度、pH、回收率5個(gè)因素對(duì)膜產(chǎn)水量和脫鹽率的影響及程度大小，旨在為不同水質(zhì)條件、不同工況下膜系統(tǒng)的設(shè)計(jì)及應(yīng)用提供參考。

1 試驗(yàn)材料和方法

1.1 RO膜元件的選擇

超低壓膜在國(guó)內(nèi)推廣較少，本研究選用目前市面上最常見(jiàn)的國(guó)內(nèi)外3個(gè)廠家4個(gè)型號(hào)的超低壓RO膜元件，具體標(biāo)注性能如表1所示。

表1 超低壓RO膜樣品編號(hào)及標(biāo)注性能Tab.1 Sample Numbers and Marking Performances of Ultra-Low Pressure RO Membrane

1.2 試驗(yàn)裝置

試驗(yàn)裝置根據(jù)《卷式反滲透膜元件測(cè)試方法》(HY/T 107—2017)[11]要求加工定制，可進(jìn)行RO 4040膜組件的測(cè)試，具體如圖1所示。裝置使用前應(yīng)清洗干凈，將膜組件裝入試驗(yàn)裝置后，用去離子水(電導(dǎo)率<10 μS/cm)沖洗膜元件至產(chǎn)水電導(dǎo)率低于5 μS/cm；配制所需溶液，將濃水調(diào)節(jié)閥置于全開(kāi)狀態(tài)，啟動(dòng)供水泵，使系統(tǒng)在低壓狀態(tài)下運(yùn)行3～5 min，將系統(tǒng)空氣排出，調(diào)節(jié)循環(huán)水箱的溫度至所需溫度；啟動(dòng)高壓泵，調(diào)控濃水調(diào)節(jié)閥，使系統(tǒng)的運(yùn)行條件達(dá)到該組試驗(yàn)的條件要求，預(yù)壓運(yùn)行30 min，并記錄[11]。

圖1 測(cè)試裝置正面及側(cè)面圖Fig.1 Front and Side View of Test Unit

1.3 試驗(yàn)方法

確定進(jìn)水壓力、進(jìn)水鹽濃度、回收率、pH、溫度5個(gè)影響因素，每個(gè)因素確定7個(gè)試驗(yàn)水平，分別為：進(jìn)水壓力為0.3、0.4、0.5、0.6、0.7、0.8、1.0 MPa；進(jìn)水鹽質(zhì)量濃度為50、100、200、500、1 000、2 000、4 000 mg/L；回收率為10%、20%、30%、40%、50%、60%、70%；進(jìn)水pH值為4、5、6、7、8、9、10；進(jìn)水溫度為5、10、15、20、25、30、35 ℃。測(cè)試溶液為去離子水(電導(dǎo)率<10 μS/cm)配制的NaCl水溶液，使用HCl和NaOH調(diào)節(jié)pH。本試驗(yàn)采用正交試驗(yàn)法，借助SPSS軟件系統(tǒng)生成正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)表。根據(jù)試驗(yàn)設(shè)計(jì)表每種膜需進(jìn)行49組試驗(yàn)，4種膜共進(jìn)行196組試驗(yàn)，將所得到的試驗(yàn)數(shù)據(jù)統(tǒng)一進(jìn)行多元線性回歸分析。

1.4 數(shù)據(jù)處理

在進(jìn)行多元線性回歸分析前，先對(duì)所得各自變量和因變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，使其在統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)化條件下進(jìn)行對(duì)比。利用標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)，將進(jìn)水壓力、進(jìn)水鹽濃度、回收率、pH、溫度5個(gè)因素作為自變量，產(chǎn)水量和脫鹽率作為因變量，利用SPSS 25軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

2 結(jié)果與討論

2.1 多元線性回歸分析

2.1.1 相關(guān)自變量的確定及多元線性回歸模型的建立

采用同時(shí)回歸法將5個(gè)變量輸入，則回歸方程如式(1)～式(2)，并對(duì)X1～X5和Y1～Y2進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

Y1=m0+m1·X1+m2·X2+m3·X3+m4·X4+m5·X5

(1)

Y2=n0+n1·X1+n2·X2+n3·X3+n4·X4+n5·X5

(2)

其中：Y1——產(chǎn)水量；

Y2——脫鹽率；

X1——進(jìn)水壓力；

X2——溫度；

X3——進(jìn)水鹽濃度；

X4——回收率；

X5——pH；

m0、n0——常數(shù)；

m1～m5、n1～n5——各變量的偏回歸系數(shù)。

表2中各因素對(duì)產(chǎn)水量的影響程度排序?yàn)椋哼M(jìn)水壓力>溫度>進(jìn)水鹽濃度>回收率>pH。各因素對(duì)產(chǎn)水量的影響強(qiáng)度可通過(guò)偏回歸系數(shù)進(jìn)行定量描述，分別為進(jìn)水壓力(0.961)、溫度(0.583)、進(jìn)水鹽濃度(-0.475)(負(fù)號(hào)表示負(fù)相關(guān)，下同)、回收率(-0.110)、pH(-0.013)。除pH外，其他自變量的Sig值均小于0.05，由此得知，進(jìn)水鹽濃度、溫度、回收率、進(jìn)水壓力對(duì)產(chǎn)水量均有顯著影響。在表3中，各因素對(duì)脫鹽率的影響程度排序?yàn)椋哼M(jìn)水鹽濃度>回收率>溫度>進(jìn)水壓力>pH，進(jìn)水鹽濃度和回收率的Sig值小于0.05，對(duì)脫鹽率有顯著影響，影響強(qiáng)度分別為-0.897、-0.205，其余各因素的影響強(qiáng)度均小于0.100，影響不顯著。

表2 自變量回歸分析系數(shù)(因變量：產(chǎn)水量)Tab.2 Regression Coefficients of Independent Variables (Dependent Variable: Water Productivity)

雖有一些解釋變量未達(dá)到顯著水平，但并不能忽略。由常數(shù)項(xiàng)和偏回歸系數(shù)，擬合得到的多元線性回歸方程如式(3)～式(4)。

表3 自變量回歸分析系數(shù)(因變量：脫鹽率)Tab.3 Regression Coefficients of Independent Variables (Dependent Variable: Desalination Rate)

Y1=-0.295+0.961X1+0.583X2-0.475X3- 0.110X4-0.013X5

(3)

Y2=1.051+0.066X1-0.098X2-0.897X3- 0.205X4-0.020X5

(4)

2.1.2 方差分析

該回歸模型的方差分析結(jié)果如表4所示。模型的回歸平方和占總平方和的比例分別為93.21%和70.90%，即線性回歸模型可解釋總平方和的93.21%和70.90%；同時(shí),模型中F值的Sig=0<0.01，說(shuō)明回歸方程顯著，各自變量與因變量之間的擬合程度較好。此外，表4中不同因變量下F值分別為521.897和92.596，大于F0.01(5，190)=4.717，也可說(shuō)明自變量與因變量呈顯著的線性關(guān)系。

表4 方差分析Tab.4 Analysis of Variance

2.1.3 模型匯總

R為相關(guān)系數(shù)，表示變量之間線性相關(guān)的程度；R2為決定系數(shù)，R2及調(diào)整后R2可用于反映回歸模型自變量可以解釋的變異量占因變量總變異量的比例，代表回歸方程對(duì)因變量的解釋程度[12]。表5中不同因變量下的R值分別為0.966和0.842，調(diào)整后R2分別為0.930和0.698，可知該模型擬合優(yōu)度較好，因變量與自變量之間具有較為密切的線性相關(guān)性。

表5 模型匯總Tab.5 Model Summary

2.1.4 共線性診斷

共線性問(wèn)題是影響多元回歸分析的重要因素之一。在此回歸模型中，各個(gè)自變量對(duì)因變量的影響顯著，但為防止自變量之間存在一定程度的共線性問(wèn)題，不利于對(duì)自變量貢獻(xiàn)率進(jìn)行評(píng)價(jià)，需對(duì)各自變量進(jìn)行共線性診斷[13]。

方差膨脹因子(variance inflation factor，VIF)數(shù)值大小為容忍值的倒數(shù)，VIF越大，共線性越強(qiáng)[14]。經(jīng)驗(yàn)表明，當(dāng)VIF≥5時(shí)，表明自變量之間有很強(qiáng)的相關(guān)性；當(dāng)VIF≥10時(shí)，說(shuō)明自變量間的共線性嚴(yán)重威脅到參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)定性。由表6可知，自變量的VIF均遠(yuǎn)小于5，即在回歸方程中各自變量間的共線性問(wèn)題不突出。

2.1.5 虛擬回歸

為更直觀地反映出不同種類(lèi)膜的性能變化規(guī)律是否一致，提高模型的精度和準(zhǔn)確度，以國(guó)內(nèi)目前應(yīng)用較多的2#膜為參照，其他3種膜設(shè)定為啞變量進(jìn)行多元線性回歸分析[15]，結(jié)果如表7所示。在α=0.05的檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，1#、3#、4#膜的回歸系數(shù)檢驗(yàn)P>0.05，提示1#、3#、4#膜的產(chǎn)水量和脫鹽率隨運(yùn)行條件的改變而變化的規(guī)律，與2#膜不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)差異，表明所挑選的國(guó)內(nèi)外4種膜在測(cè)試期內(nèi)性能變化規(guī)律基本一致。

2.2 分析與討論

2.2.1 進(jìn)水壓力

根據(jù)SPSS多元線性回歸分析結(jié)果，進(jìn)水壓力對(duì)產(chǎn)水量的影響強(qiáng)度為0.961，影響顯著且呈正相關(guān),即隨著進(jìn)水壓力增加，產(chǎn)水量會(huì)明顯上升，此為膜純驅(qū)動(dòng)壓力增大的結(jié)果[16]；但進(jìn)水壓力對(duì)脫鹽率的影響不顯著，呈弱負(fù)相關(guān)。因此，在一定的脫鹽率條件下，可優(yōu)先調(diào)節(jié)超低壓RO膜的運(yùn)行壓力以獲得所需產(chǎn)水量。

2.2.2 溫度

分析結(jié)果顯示，溫度對(duì)產(chǎn)水量的影響強(qiáng)度為0.583，呈正相關(guān)且影響顯著；溫度與脫鹽率呈弱相關(guān)，影響不顯著。溫度主要影響水分子擴(kuò)散能力，溫度越高，透過(guò)膜的水分子黏度下降，擴(kuò)散能力增加，產(chǎn)水量上升[17]；同時(shí)，水中鹽離子以水合物的形式存在,溫度升高使得水合離子的半徑減小，鹽離子的透過(guò)率增大，脫鹽率會(huì)小幅下降[18]。由于進(jìn)水溫度對(duì)產(chǎn)水量的影響顯著，在做系統(tǒng)設(shè)計(jì)時(shí)，需考慮實(shí)際水體隨季節(jié)變化的溫度范圍，若用膜數(shù)量固定，則在設(shè)計(jì)高壓泵時(shí)應(yīng)考慮設(shè)計(jì)余量，在進(jìn)水溫度低時(shí)可通過(guò)提高進(jìn)水壓力滿(mǎn)足產(chǎn)水量要求。

表6 共線性診斷Tab.6 Collinearity Diagnostics

表7 虛擬回歸Tab.7 Conspicuous Regression

2.2.3 進(jìn)水鹽濃度

進(jìn)水鹽濃度對(duì)產(chǎn)水量和脫鹽率的影響程度分別為-0.475和-0.897，均影響顯著且呈負(fù)相關(guān)。進(jìn)水鹽濃度增大后，滲透壓增加，在進(jìn)水壓力不變的前提下，膜純驅(qū)動(dòng)壓力下降，導(dǎo)致產(chǎn)水量下降，脫鹽率下降，且進(jìn)水鹽濃度越高，下降趨勢(shì)越明顯[19]。當(dāng)所需處理水質(zhì)含鹽量較低且水質(zhì)較好時(shí)，選用超低壓RO膜可獲得較好的處理效果和高產(chǎn)水量；當(dāng)水的鹽濃度較高或脫鹽率要求高時(shí)，超低壓RO膜可能無(wú)法滿(mǎn)足需要，可另選擇高壓RO膜。

2.2.4 回收率

根據(jù)回歸分析結(jié)果，回收率對(duì)產(chǎn)水量和脫鹽率的影響程度分別為-0.110和-0.206，均呈負(fù)相關(guān)，影響程度較為顯著?；厥章试礁?，殘留在原水中的含鹽量越高，自然滲透壓增加，可抵消進(jìn)水壓力的推動(dòng)作用，減緩RO過(guò)程，使得滲透通量降低，導(dǎo)致產(chǎn)水量和脫鹽率下降[20]。根據(jù)回收率對(duì)產(chǎn)水量和脫鹽率的影響特性及實(shí)際運(yùn)行經(jīng)驗(yàn)，在進(jìn)行膜系統(tǒng)設(shè)計(jì)時(shí)，為保證系統(tǒng)的運(yùn)行穩(wěn)定性，單支膜回收率不宜過(guò)高，若需達(dá)到較高的系統(tǒng)回收率，可采用串聯(lián)方式，多段濃縮；在現(xiàn)有系統(tǒng)條件下，若要進(jìn)一步提升回收率可以采用濃水循環(huán)方式，將濃水循環(huán)至進(jìn)水來(lái)提高回收率，不建議增加單支膜的回收率以提高系統(tǒng)回收率，會(huì)導(dǎo)致膜系統(tǒng)的快速污染。

2.2.5 pH

根據(jù)分析結(jié)果，pH對(duì)超低壓RO膜產(chǎn)水量和脫鹽率的變化均無(wú)顯著影響。

3 結(jié)論

為定量分析各因素對(duì)超低壓RO膜性能的影響，確定主次因素，對(duì)不同水質(zhì)條件膜系統(tǒng)的設(shè)計(jì)進(jìn)行簡(jiǎn)化，本文以正交試驗(yàn)為基礎(chǔ)，應(yīng)用多元線性回歸對(duì)超低壓RO膜產(chǎn)水量和脫鹽率進(jìn)行了顯著性分析，得出如下結(jié)論。

(1)各因素對(duì)超低壓RO膜產(chǎn)水量的影響程度分別為：進(jìn)水壓力>溫度>進(jìn)水鹽濃度>回收率>pH，pH無(wú)顯著影響；各因素對(duì)脫鹽率的影響強(qiáng)弱程度分別為：進(jìn)水鹽濃度>回收率>溫度>進(jìn)水壓力>pH，溫度、進(jìn)水壓力、pH影響不顯著。

(2)虛擬回歸分析結(jié)果表明該模型準(zhǔn)確度和精度較高，數(shù)據(jù)結(jié)果可為不同水質(zhì)條件和工況下膜系統(tǒng)的設(shè)計(jì)及應(yīng)用提供參考。