本文已在《凈水技術(shù)》2007年第3期正式發(fā)表 O3-BAC工藝優(yōu)化運(yùn)行方案及影響因素的顯著性分析 蔣福春1 孫洪偉2 喬鐵軍3 陳健1 1 蘇州市自來水公司，蘇州 215002 2 廣東仲愷農(nóng)業(yè)技術(shù)學(xué)院城市建設(shè)學(xué)院，廣州 510225 3 深圳水務(wù)（集團(tuán)）有限公司，深圳 518035 摘 要 以南方某水庫水為試驗(yàn)原水，采用正交試驗(yàn)方法，對(duì)影響臭氧-生物活性炭（O3-BAC）工藝運(yùn)行效果的因素進(jìn)行了系統(tǒng)分析。研究建立了多指標(biāo)綜合評(píng)分，并對(duì)預(yù)臭氧投加量、聚合氯化鋁（PAC）投加量、聚丙稀酰胺（PAM）投加量、主臭氧投加量和主臭氧分配比例五個(gè)變量進(jìn)行了分析，確定了系統(tǒng)優(yōu)化運(yùn)行方案；結(jié)果表明，主臭氧的投加量及其分配比例對(duì)系統(tǒng)的運(yùn)行效果具有顯著性影響。
關(guān)鍵詞 生物活性炭 影響因素 顯著性 權(quán)重系數(shù) 方差 Optimal Operating Program in O3-BAC System and Analyses of Significance of the Influencing Factors Jiang Fu-chun1 ,Sun Hong-wei2 ,Qiao Tie-jun3 ,Chen Jian1 (1.Suzhou Water Company,Suzhou 215002,China; 2.College of Urban Construction, Zhongkai University of Agriculture and Technology, Guangzhou 510225,China; 3.Shenzhen Water Supply(Group), Shenzhen 518035,China) Abstract: In the study，analyses of the factors that influence the operation results of O3-Biological Activated Carbon(O3-BAC) system were made in a typical city of south China which uses reservoir water as raw water, and orthogonal test was used here. We established a multi-index comprehensive evaluation system. Five influence variables in O3-BAC system, which include preozonation dosage, poly aluminum chloride(PAC) dosage, polyacrylamide (PAM) dosage , ozonation dosage and ozonation distribution, were analyzed. Further the optimal operating program in O3-BAC system were determined. The results show that ozonation dosage, as well as ozonation distribution, has significant effects to the system. Keywords: BAC; influence variable; significance; weight; variance 1 引言 在水處理系統(tǒng)中，影響凈水效果的因素有很多，除了裝置本身的設(shè)計(jì)因素以外，還包括一些運(yùn)行因素。在運(yùn)行因素中，混凝劑的投加量是影響絮凝的一個(gè)重要因素，有資料表明[1]，聚合氯化鋁（PAC）的投量稍高或稍低均會(huì)影響出水水質(zhì)和過濾周期。聚丙稀酰胺（PAM）的投加量和投加點(diǎn)對(duì)出水水質(zhì)也有明顯的影響[2]。臭氧預(yù)氧化可降低混凝劑投加量，或在一定混凝劑量下，提高濁度去除率，延長(zhǎng)濾池過濾周期[3,4]。臭氧-生物活性炭工藝中，臭氧化可以大大延長(zhǎng)活性炭濾池的工作周期，節(jié)省活性炭的再生或更換費(fèi)用，關(guān)系到整個(gè)水處理系統(tǒng)的運(yùn)行效果，其優(yōu)化非常重要。由于臭氧劑量的改變，可能會(huì)減少活性炭濾池對(duì)有機(jī)物的吸附容量，而生物可降解性反而有所增加[5]。所以必須將臭氧劑量、臭氧分配方法等重要影響因素通過試驗(yàn)進(jìn)行優(yōu)化，以充分發(fā)揮臭氧-生物活性炭工藝的優(yōu)點(diǎn)。
因此，為了更好地應(yīng)用臭氧-生物活性炭工藝，尋找影響凈水效果的主要因素，并檢驗(yàn)其影響的顯著性尤其重要。 2 試驗(yàn)裝置和方法 試驗(yàn)期間，原水的水質(zhì)條件如表1所示。 表1 原水的水質(zhì)條件
Table 1 raw water quality. | 水質(zhì)指標(biāo) | 最大值 | 最小值 | 平均值 | | 濁度(NTU) | 8.13 | 3.55 | 6.52 | | CODMn(mg/L) | 1.94 | 0.96 | 1.26 | | UV254 | 0.0313 | 0.0184 | 0.0213 | | TOC(mg/L) | 1.90 | 1.33 | 1.62 | | NH4-N(mg/L) | 0.168 | 0.09 | 0.113 | | NO3-N(mg/L) | 1.30 | 1.15 | 1.20 | | 藻（萬個(gè)/L） | 793 | 266 | 589 | | AOC(μg/L) | 106 | 24 | 63.50 | | THMFP(μg/L) | 56.70 | 27.50 | 35.20 | | 溴離子(μg/L) | 16.50 | 13.90 | 15.10 | | 溴酸鹽(μg/L) | 2.00 | 1.42 | 1.65 | | 甲醛(μg/L) | <0.05 | <0.05 | <0.05 |
2.1中試裝置
中試裝置所采用的工藝為預(yù)O3→混合池→穿孔漩流反應(yīng)池→斜板沉淀池→石英砂濾池→O3－BAC，進(jìn)水流量為10m3/h，工藝流程如圖1所示。
混凝劑為PAC，采用機(jī)械混合，其反應(yīng)時(shí)間為20min；助凝劑為PAM，投加點(diǎn)通過小試試驗(yàn)進(jìn)行確定，為反應(yīng)池的前1/3處；預(yù)臭氧氧化接觸時(shí)間為5min；主臭氧分為三級(jí)投加，每一級(jí)的反應(yīng)時(shí)間均為5min。臭氧的投加采用鈦板微孔曝氣形式，炭層空床接觸時(shí)間（EBCT）為17min。砂濾池和炭濾池的過濾速度分別為8m/h和8.85m/h。 
圖1 中試工藝流程
Fig.1 The flow of the pilot test 2.2試驗(yàn)方法
中試工藝的設(shè)計(jì)參數(shù)是確定的，過濾條件也是固定的。因此，把預(yù)臭氧投加量、PAC投加量、PAM投加量、主臭氧投加量和主臭氧的分配比例五個(gè)影響因素作為試驗(yàn)的研究對(duì)象。分別編號(hào)為A、B、C、D、E。采用正交試驗(yàn)方法，每個(gè)因素均設(shè)定兩個(gè)水平，其分布如表2所示。投加量的單位為mg/L。 表2 影響因素的水平分布
Table 2 The distribution of the influential factors | 因素 | A | B | C | D | E | | 水平1 | 1.0 | 1.5 | 0.10 | 1.5 | 4：3：3 | | 水平2 | 1.5 | 2.5 | 0.15 | 2.0 | 6：3：1 |
根據(jù)試驗(yàn)情況，選用正交表L8（27）設(shè)計(jì)試驗(yàn)，即7因素（實(shí)際為5因素，6和7為誤差因素）、2水平的8組試驗(yàn)。具體試驗(yàn)方案如表3所示。 表3 正交試驗(yàn)方案L8（27）
Table 3 Orthogonal test table of L8（27） 試驗(yàn)編號(hào) | A 1 | B 2 | C 3 | D 4 | E 5 | 6 | 7 | | 1 | 1 | 1 | 1 | 1 | 1 | 1 | 1 | | 2 | 1 | 1 | 1 | 2 | 2 | 2 | 2 | | 3 | 2 | 1 | 2 | 2 | 2 | 1 | 1 | | 4 | 2 | 1 | 2 | 1 | 1 | 2 | 2 | | 5 | 1 | 2 | 2 | 2 | 1 | 1 | 2 | | 6 | 1 | 2 | 2 | 1 | 2 | 2 | 1 | | 7 | 2 | 2 | 1 | 1 | 2 | 1 | 2 | | 8 | 2 | 2 | 1 | 2 | 1 | 2 | 1 |
2.3分析項(xiàng)目
本試驗(yàn)的檢測(cè)指標(biāo)包括濁度、耗氧量（CODMn）、UV254、總有機(jī)碳（TOC）、氨氮（NH4-N）、亞硝酸鹽氮(NO2-N)、硝酸鹽氮(NO3-N)、三鹵甲烷前體物(THMFP)、溴離子(Br-)、微囊藻毒素。此外，還分析了由于臭氧氧化導(dǎo)致升高的生物穩(wěn)定性表征指標(biāo)可同化生物有機(jī)碳（AOC），以及臭氧化副產(chǎn)物甲醛（HCHO）和溴酸鹽(BrO3-)。 3 結(jié)果及分析 3.1選擇評(píng)價(jià)指標(biāo)
出水濁度均小于0.15NTU，其總?cè)コ试?8％以上，NH4-N和NO2-N的含量小于0.05mg/L和0.003mg/L，UV254總?cè)コ式咏?00％，出水HCHO的含量均小于0.05mg/L，微囊藻毒素RR含量均小于0.3mg/L，微囊藻毒素LR含量均小于0.1mg/L。
因此，確定TOC、AOC、THMFP、Br-、CODMn、NO3-N和BrO3-為評(píng)價(jià)指標(biāo)。TOC、AOC、THMFP、Br-和CODMn的去除率越高說明凈水效果越佳；NO3-N的生成率和BrO3-的含量越低，出水的安全風(fēng)險(xiǎn)越小。 表4 不同試驗(yàn)條件下各出水指標(biāo)的aij值
Table 4 aij of the effluent under different orthogonal tests 試驗(yàn)編號(hào) | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | CODMn | 67.71 | 87.6 | 73.08 | 76.24 | 84.47 | 70.89 | 87.11 | 81.89 | NO3-N | 28.46 | 16.28 | 11.76 | 10.43 | 14.29 | 12.07 | 9.32 | 9.48 | TOC | 51.13 | 64.02 | 60.84 | 60.8 | 44.21 | 54.32 | 71.33 | 64.15 | THMFP | 78.13 | 72.1 | 70.04 | 82.35 | 68 | 70.04 | 72.75 | 70.55 | AOC | 27.36 | 11.49 | 43.04 | 22.73 | 59.42 | 14.29 | 12.5 | 70.42 | | Br- | 37.97 | 44.47 | 29.28 | 25 | 33.96 | 15.79 | 32.73 | 37.16 | | BrO3- | 7.07 | 9.82 | 9.28 | 8.47 | 10.5 | 9.4 | 8.42 | 8.07 |
表4表示考察指標(biāo)在各個(gè)試驗(yàn)條件下出水指標(biāo)的去除率、生成率和含量情況，其數(shù)值用aij表示。其中，去除率和生成率以百分?jǐn)?shù)計(jì)，BrO3-的含量以μg/L計(jì)。
3.2建立多指標(biāo)綜合評(píng)分法
不同運(yùn)行條件對(duì)出水指標(biāo)的影響也有所不同，因此，評(píng)價(jià)水處理系統(tǒng)的運(yùn)行效果應(yīng)該把多個(gè)指標(biāo)綜合起來考慮。所以，進(jìn)行多指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)時(shí)，需將7個(gè)水質(zhì)指標(biāo)綜合起來，通過綜合評(píng)分法來確定優(yōu)化方案。所謂綜合評(píng)分法就是根據(jù)各個(gè)指標(biāo)重要性的不同，給每一組試驗(yàn)評(píng)出一個(gè)分?jǐn)?shù)，作為這個(gè)試驗(yàn)的總指標(biāo)，作進(jìn)一步分析，從而選出較優(yōu)的試驗(yàn)方案[6]。 表5 不同試驗(yàn)條件下各出水指標(biāo)的bij值
Table 5 bij of the effluent under different orthogonal tests 試驗(yàn)編號(hào) | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | | CODMn | 0.86 | 1.11 | 0.93 | 0.97 | 1.07 | 0.9 | 1.11 | 1.04 | | NO3-N | 2.03 | 1.16 | 0.84 | 0.74 | 1.02 | 0.86 | 0.67 | 0.68 | | TOC | 0.87 | 1.09 | 1.03 | 1.03 | 0.75 | 0.92 | 1.21 | 1.09 | | THMFP | 1.07 | 0.99 | 0.96 | 1.13 | 0.93 | 0.96 | 1.00 | 0.97 | | AOC | 0.84 | 0.35 | 1.32 | 0.70 | 1.82 | 0.44 | 0.38 | 2.16 | | Br- | 1.18 | 1.39 | 0.91 | 0.78 | 1.06 | 0.49 | 1.02 | 1.16 | | BrO3- | 0.80 | 1.11 | 1.05 | 0.95 | 1.18 | 1.06 | 0.95 | 0.91 |
將表4中的第i行在第j列上對(duì)應(yīng)的數(shù)定義為aij，其中 i=1,2,...,7; j=1,2,…,8。定義 為各個(gè)指標(biāo)在8組試驗(yàn)中的平均值。定義bij表示為各個(gè)指標(biāo)在各組試驗(yàn)下的aij值與其相應(yīng)的的比值，計(jì)算公式如式（1）所示。  （1） bij是單次試驗(yàn)值和多次試驗(yàn)的平均值的比值。根據(jù)bij的定義，可以大致反映某個(gè)指標(biāo)在某個(gè)運(yùn)行條件下，偏離總體情況的程度。詳見表5。
3.2.1 計(jì)算權(quán)重系數(shù)
在多指標(biāo)綜合優(yōu)化中，權(quán)重系數(shù)是指某個(gè)考察指標(biāo)在全部考察指標(biāo)中所處的重要程度。在綜合評(píng)價(jià)中，某指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)越高，則其重要程度越高；反之，重要性就越低[7,8]。
根據(jù)試驗(yàn)原水和出水的水質(zhì)情況，即原水和出水的7項(xiàng)指標(biāo)均低于相應(yīng)的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)值。所以，水質(zhì)指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)可以根據(jù)原水和出水的某個(gè)指標(biāo)的觀測(cè)值相對(duì)于評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)值的靠近程度進(jìn)行計(jì)算。
根據(jù)權(quán)重系數(shù)的意義，各指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)總和為1。權(quán)重系數(shù)的計(jì)算如式（2）所示。結(jié)果見表6。  （2）
可見，在綜合評(píng)價(jià)中，Br-和AOC占有重要位置，THMFP、 CODMn、BrO3-和TOC的重要程度中等，且相差不大，NO3-N的重要程度最低。 表6各指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)分布
Table 6 The distribution of the weight of the indexes 水 質(zhì) 指 標(biāo) | 原水觀測(cè)值 (Ci) | 出水觀測(cè)值 (Di) | 評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)值 (Wi) | 權(quán)重系數(shù) (ri) | | Br-（μg/L） | 15.10 | 10.25 | 20 | 0.29 | | BrO3-（μg/L） | 1.65 | 8.88 | 25 | 0.10 | | NO3-N(mg/L) | 1.20 | 1.37 | 10 | 0.03 | | CODMn(mg/L) | 1.26 | 0.24 | 3 | 0.11 | | TOC（mg/L） | 1.62 | 0.67 | 5 | 0.10 | | AOC（μg/L） | 63.50 | 40.8 | 100 | 0.24 | | THMFP（μg/L） | 35.20 | 9.28 | 80 | 0.13 |
3.2.2 影響因素的方差分析
定義yj為第j組試驗(yàn)的綜合評(píng)分。yj的計(jì)算公式如式（3）所示。各組試驗(yàn)的綜合評(píng)分如表7最后一列所示。  ?。?）
表7 正交試驗(yàn)數(shù)據(jù)處理
Table 7 Data processing of the orthogonal test 試 驗(yàn) 編 號(hào) | A 1 | B 2 | C 3 | D 4 | E 5 | 6 | 7 | 綜合評(píng)分yj | | 1 | 1 | 1 | 1 | 1 | 1 | 1 | 1 | 1.00 | | 2 | 1 | 1 | 1 | 2 | 2 | 2 | 2 | 0.99 | | 3 | 2 | 1 | 2 | 2 | 2 | 1 | 1 | 1.04 | | 4 | 2 | 1 | 2 | 1 | 1 | 2 | 2 | 0.87 | | 5 | 1 | 2 | 2 | 2 | 1 | 1 | 2 | 1.20 | | 6 | 1 | 2 | 2 | 1 | 2 | 2 | 1 | 0.70 | | 7 | 2 | 2 | 1 | 1 | 2 | 1 | 2 | 0.88 | | 8 | 2 | 2 | 1 | 2 | 1 | 2 | 1 | 1.31 | | K1j | 3.89 | 3.9 | 4.18 | 3.45 | 4.38 | 4.12 | 4.05 | Se=0.00058 ST=0.0162 | | K2j | 4.1 | 4.09 | 3.81 | 4.54 | 3.61 | 3.87 | 3.94 | | K1j均值 | 0.973 | 0.975 | 1.045 | 0.863 | 1.095 | 1.03 | 1.013 | | K2j均值 | 1.025 | 1.0225 | 0.9525 | 1.135 | 0.9025 | 0.9675 | 0.985 | | Rj | 0.0525 | 0.0475 | 0.0925 | 0.273 | 0.193 | 0.0625 | 0.0275 | | Sj | 0.000345 | 0.000282 | 0.00106 | 0.00928 | 0.00463 | 0.000488 | 0.000095 | | 優(yōu)化方案 | A2 | B2 | C1 | D2 | E1 | | |
其中，K1j這一行的數(shù)值，分別代表各因素第1個(gè)水平所對(duì)應(yīng)的4次綜合評(píng)分之和。比如因素A，它的第1個(gè)水平安排在1、2、5、6號(hào)試驗(yàn)中，對(duì)應(yīng)的綜合評(píng)分分別為1.00、0.99、1.20和0.70，其和為3.89，記在K1j的這一行的第1列中。K1j均值＝K1j/4，K2j的計(jì)算原理同K1j。通過對(duì)比K1j均值和K2j均值，數(shù)值較大者對(duì)應(yīng)的水平為該因素優(yōu)水平，由此確定優(yōu)化方案。
第j個(gè)因素的離差平方和為Sj，總離差的平方和為ST，誤差平方和為Se，計(jì)算公式如式(4)、式(5)、式(6)所示。誤差平方和Se為所有空白列的偏差平方和之和，由于第6列和第7列為空白列，其方差S6、S7是由隨機(jī)誤差引起的。均方和 的計(jì)算公式如（7）所示。F值的計(jì)算公式如式（8）所示。  根據(jù)α=0.05和α=0.10查F分布表得F0.05（1，2）=18.5，F0.10（1，2）=8.53，根據(jù)計(jì)算結(jié)果，在置信度為0.95 的置信區(qū)間上，影響因素D對(duì)試驗(yàn)結(jié)果有顯著影響。在置信度為0.90的置信區(qū)間上，影響因素D和E對(duì)試驗(yàn)結(jié)果有顯著影響。計(jì)算結(jié)果見表8。 表8 方差分析
Table 8 Analysis of variance | 方差 來源 | 平方和 S | 自由度 f | 均方和
| F值 | 臨界值 | 顯著性 | | A | 0.000345 | 1 | 0.000345 | 1.18 | F0.05（1，2）=18.5 F0.10（1，2）=8.53 | 不顯著 | | B | 0.000282 | 1 | 0.000282 | 0.97 | 不顯著 | | C | 0.00107 | 1 | 0.00107 | 3.67 | 不顯著 | | D | 0.00928 | 1 | 0.00928 | 31.85 | 顯著 | | E | 0.00463 | 1 | 0.00463 | 15.89 | 較顯著 | | 誤差e | 0.000583 | 2 | 0.000291 | — | — |
4 結(jié)論 ?。?）建立了多指標(biāo)綜合評(píng)分法，從而確定了系統(tǒng)優(yōu)化運(yùn)行方案：預(yù)臭氧投量為1.5mg/L、PAC投量為2.5mg/L、PAM投量為0.10mg/L、主臭氧投量為2.0mg/L、主臭氧的比例分配為4：3：3；
（2）結(jié)果表明，對(duì)系統(tǒng)凈水效果有顯著影響的因素是主臭氧投加量和主臭氧分配比例。 參考文獻(xiàn) [1] 欒兆坤. 微絮凝－深床直接過濾及工藝參數(shù)研究. 中國給水排水, 2004(4):14-18.
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