基于響應面法優化的MBBR處理水產養殖廢水研究

陳明， 陳晗翔， 朱庭耀， 彭佳誠， 李小斌， 徐海圣,3*

(1.浙江大學 動物科學學院，浙江 杭州 310058； 2.湖州弘鑫生態農業科技有限公司，浙江 湖州 313028；3.浙江大學 湖州市南太湖現代農業科技推廣中心，浙江 湖州 313000)

由于養殖密度高、大量投餌及排泄物的積累，水產養殖中經常出現水體氨氮濃度過高現象，導致養殖魚蝦的免疫力和抵抗力下降，攝食減少，生長緩慢，易發生疾病。隨著我國水產養殖業迅速發展，大量含有氨氮的養殖廢水未經凈化處理直接排放，易造成水體中溶解氧濃度降低，導致水體發黑發臭，水質下降，對水生動植物的生存造成較大影響。當水體氨氮濃度較高時，水體易富營養化，導致生態環境惡化[1-2]，因此，水產養殖廢水氨氮凈化處理技術已受到越來越多的關注。

移動床生物膜反應器(MBBR)是一種同時具備活性污泥法和生物膜法優勢的新興廢水處理工藝，具有良好的脫氮除磷效果，且具有性能穩定、無需定期反沖洗、操作靈活的特點[3-5]。目前國內外利用MBBR技術處理畜禽養殖廢水、城鎮生活污水、石化廢水等方面有了較多的研究和應用，但對于水量大、低有機負荷水產養殖廢水處理的研究還鮮有報道[4]。研究表明，載體性質、填充率、水力停留時間、溫度、碳氮比、溶解氧等因素都能影響MBBR凈化廢水的效果，如何調整相關參數以實現廢水的高效凈化是當前該技術研究的主要內容。本文采用Box-Behnken試驗設計，通過建立水力停留時間(HRT)、碳氮比(C/N)、溶解氧(DO)等各影響因素的多元二次模型，應用響應面法分析影響MBBR凈化水產養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凈化水產養殖廢水提供參考。

1 材料與方法

1.1 試驗裝置

試驗裝置為6個由有機玻璃制成的圓柱形反應器，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%。反應器采用連續式進水方式，通過蠕動泵從反應器底部進水，上部溢出。裝置底部配置有微孔曝氣頭。

1.2 試驗填料

反應器填料為活性炭聚氨酯復合填料，購自昆山市貝斯源環保科技有限公司，裁成立方體形狀，邊長15 mm。

1.3 養殖模擬廢水和活性污泥

試驗用廢水根據中華鱉溫室養殖排放廢水水質指標配制，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 反應器啟動

活性污泥經模擬廢水活化處理后加注到反應器內，注入量為反應器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排放反應器有效容積1/3的水，再補充模擬廢水，持續掛膜2 d。掛膜成功后，反應器呈現出平穩運行狀態，控制溫度約為20 ℃，溶解氧濃度為4 mg·L-1，連續進水，且HRT保持為8 h。

1.5 單因素試驗

通過單因素試驗的確定，以HRT、C/N和DO 3個因素為自變量，根據前期試驗結果，每個因素設3個水平: HRT 8、9、10 h；C/N 4、6、8；DO 4.0、4.5、5.0 mg·L-1。以模擬養殖廢水的氨氮去除率為響應值，可以得到因素和響應值之間的函數關系，即回歸方程、二次曲面模型、方差分析并進行模型驗證。

1.6 氨氮去除率

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

2 結果與分析

2.1 模型建立與回歸分析

通過軟件Design Expert 8.0中Box-Behnken法進行響應面試驗設計。設計3因素3水平共17個試驗點的試驗方案，響應量為氨氮去除率,試驗數據采用Design Expert進行數據分析,試驗設計及結果見表1。

用軟件Design-Expert對表1進行數據分析和多元二次回歸擬合，得到HRT(A)、C/N(B)和DO(C)3個變量對氨氮去除率(Y)的數學模型回歸方程為：

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試驗方案與結果

通過回歸系數顯著性檢驗發現，HRT為8～10 h、DO為4～5 mg·L-1和C/N為4～6時，HRT(P=0.010 8)和DO(P=0.001 3)顯著影響響應值氨氮去除率(P<0.05)，然而C/N對氨氮去除率的影響不顯著(P>0.05)，3個因素的顯著性影響為DO>HRT>C/N。在不同因素交互關系效應影響中，HRT和DO間的交互關系效應影響顯著(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)，其余交互關系效應影響則不顯著(P>0.05)。

2.2 雙因素效應

基于上述多元二次回歸方程，其余因素保持穩定不變的狀態下，得到任意2種因素及其交互作用對廢水氨氮去除率的響應曲面和等值線圖(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HRT=9 h、C/N=5時，反應器對氨氮的去除率最高；當HRT=8 h、C/N=4時，氨氮去除率為最低。當DO=4.5 mg·L-1時，且在HRT=(9±0.5)h，C/N=5±0.5的范圍內，氨氮去除率均超過89%。

圖1 水力停留時間與碳氮比對氨氮去除率的響應曲面

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HRT=9 h、DO=4.5 mg·L-1時，氨氮去除率達到最大值；當HRT=8 h、DO=4 mg·L-1時，反應裝置的氨氮去除率最低。當C/N=5保持穩定時，且在HRT=(9±1)h，C/N=4.5±0.2，氨氮去除率均超過88%。

圖2 水力停留時間與溶解氧濃度對氨氮去除率的響應曲面

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C/N=5、DO=4.5 mg·L-1時，反應裝置的氨氮去除率最高；當C/N=4，DO=5 mg·L-1時，氨氮去除率最低。當HRT=9 h保持穩定時，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氨氮去除率的響應曲面

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

2.3 模型驗證

為了驗證上述模型和結果的準確性，選擇最優參數的條件下，即HRT=8.65 h、C/N=4.67、DO=4.63 mg·L-1時，運行移動床生物膜反應器，實測氨氮去除率達93.44%，與模型預測值相對誤差在1.2%以內，表明模型的預測值較準確，模型預測性能好，得出的最佳響應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、水力停留時間和有機負荷等因素都能影響生物膜反應器的處理效率，從而對氨氮去除率產生影響，眾多學者對以上研究均進行了單因素影響研究，但對各因素間互作關系及這種互作關系對氨氮去除能力的綜合影響研究較少[7-10]，而MBBR在水產養殖廢水處理中各因素間互作關系及其對氨氮去除能力綜合影響的研究報道較少[11]。

本文利用響應面法對MBBR處理水產養殖模擬廢水進行了研究，設置填料填充率為30%，控制反應溫度在20～25 ℃，選擇水力停留時間、碳氮比、溶解氧含量作為自變量因素，利用響應面分析法進行Box-Behnken試驗設計，獲得MBBR在連續進水處理條件下運行參數和氨氮去除率的二次多項式回歸模型，分析水力停留時間、碳氮比、溶解氧含量及其交互作用對氨氮去除率的影響。建立的數學模型及驗證結果表明，所得回歸模型極顯著(P<0.01)，變異系數僅為1.05%，且失擬項不顯著(P=0.140 4>0.05)，表明此回歸方程用于描述各因素與響應值之間的非線性方程關系是顯著的，實測值與預測值擬合程度較好，說明本次試驗建立的二次多項式回歸模型是可靠的，可以用此模型在此條件下對氨氮去除率進行分析和預測，確定氨氮去除率的最佳運行參數。

回歸系數顯著性檢驗表明，在選取的試驗條件(HRT 8～10 h，DO 4～5 mg·L-1，C/N 4～6)下水力停留時間和溶解氧對響應值氨氮去除率的影響達到顯著水平，但碳氮比對氨氮去除率的影響并未達到顯著水平，三者的影響顯著性依次是溶解氧>水力停留時間>碳氮比。因素間交互關系效應影響中，水力停留時間和溶解氧之間的交互關系效應影響顯著，其余交互關系則不顯著，這與回歸方程的方差分析結果是一致的。試驗利用回歸方程得到了MBBR處理水產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，氨氮去除率能達到最大值92.32%。