河流微孔曝氣系統充氧性能優化試驗

張文龍，楊雪梅，王浩嵐，李 軼

(河海大學環境學院，江蘇 南京 210098)

曝氣技術作為一種污染河流治理的重要技術，不僅可以提高水體溶解氧濃度，利于好氧微生物降解有機污染物，還會增強水體的擾動作用，提高河流的自凈能力，從而促進污染河流生態系統的恢復[1-3]。其中，微孔曝氣因其具有充氧能力強、氧利用率高等優點[4]，被廣泛應用于污染河流水質及生態修復。然而，在實際工程應用中，微孔曝氣器的選型與布設多依賴于工程經驗，未考慮河流水質等因素對氧傳質過程的影響，導致微孔曝氣系統的復氧效率普遍低于30%，并且產生較高的能耗[5-6]。因此，研究如何提高河流微孔曝氣系統的氧傳質效率，優化曝氣系統的充氧性能，對降低曝氣系統能耗具有重要意義。

探究微孔曝氣系統氧傳質過程的影響因素，并對其進行優化，可以提高曝氣系統的充氧性能，從而減少曝氣量，節約能耗[7]。河流微孔曝氣系統的氧傳質過程受多種因素的影響，對于微孔曝氣器而言，其曝氣量[8-10]、曝氣器孔徑[11-12]及曝氣水深[13-14]均可產生直接影響；同時，水質因素如溫度、pH值[15-17]、總溶解性固體[18-19]、離子強度、懸浮固體[20]、COD濃度[21]、表面活性劑濃度[22-24]等，也會改變水體的理化性質及氣泡的流體力學行為，從而影響微孔曝氣的氧傳質效率[25]。目前已有研究主要集中于污水處理廠曝氣池中氧傳質過程單因素的影響，針對河流微孔曝氣系統影響因素的研究較少。與污水處理廠曝氣池相比，河流系統水深較淺，水質情況復雜多樣，其氧傳質過程的主要影響因素與曝氣池存在差異。此外，不同因素之間存在的交互作用也會對氧傳質過程產生較大影響，導致僅采用單因素試驗難以達到最佳的優化效果。因此，研究河流微孔曝氣系統氧傳質過程的影響因素及其交互作用，對優化曝氣系統的充氧性能至關重要。

本文通過單因素試驗探究5種因素對河流微孔曝氣系統氧傳質過程的影響規律，并在此基礎上，采用中心復合試驗設計進行響應面優化分析，構建河流微孔曝氣系統的氧體積傳質系數優化模型，優化曝氣器的選型及布設，提高微孔曝氣系統的充氧性能，節約能耗，以期為微孔曝氣系統充氧性能的優化提供參考。

1 材料與方法

1.1 試驗裝置

試驗裝置如圖1所示，其主體為一個0.6 m×0.6 m×1.0 m的有機玻璃立方體槽，頂端開口。水槽內安裝一個微孔曝氣器，并與氣體轉子流量計、壓力表及空氣壓縮機相連。在水槽中部水深處安裝一個溶解氧數字電極，連接電腦，每30 s記錄一次溶解氧的質量濃度。考慮實際河流水深情況及試驗裝置的限制，試驗水深設置為0.8 m。

圖1 試驗裝置示意圖(單位：m)

1.2 設備與儀器

鈦合金微孔曝氣器直徑為100 mm，試驗中選用的孔徑分別為5 μm、10 μm、20 μm、40 μm和100 μm；氣體轉子流量計的量程為1～10 L/min，精度為±2%；壓力表精度為±2%；全無油靜音空氣壓縮機的功率為680 W，容積為10 L； 數字型溶解氧電極(CLEAN, CS4751D)精度為±0.2%。

1.3 試驗材料

所需的試劑包括亞硫酸鈉、六水合氯化鈷、氯化鈉、無水葡萄糖、十二烷基苯磺酸鈉(SDBS)，均為分析純；試驗用水為自來水。

1.4 試驗方法

通過標準氧體積傳質系數來表征微孔曝氣系統充氧性能，可用來衡量水體的增氧效率，計算公式為

(1)

K=KLaθ(20-T)

(2)

式中：ρ為曝氣過程水體中溶解氧質量濃度的測量值，mg/L；t為曝氣時間，h；KLa為氧體積傳質系數，表示單位時間內向單位體積水中傳遞氧的量，h-1；K為標準氧體積傳質系數，h-1；ρT為試驗水溫為T時飽和溶解氧質量濃度，mg/L；ρ0為曝氣前的初始溶解氧質量濃度，mg/L；θ為溫度修正系數，一般取1.024；T為試驗水溫，℃。

通過文獻調研和預試驗結果分析，確定了5個對標準氧體積傳質系數存在顯著影響的因素，分別為曝氣器孔徑(d)、曝氣水深(h)、河流水質因素中的鹽度(S)、BOD5質量濃度(ρBOD5)、典型陰離子表面活性劑SDBS質量濃度(ρSDBS)。綜合考慮微孔曝氣器技術參數、試驗水量、試驗周期等因素，將本試驗中的曝氣流量確定為5 L/min。每組試驗周期約為3 h，水溫變化范圍為0.2 ℃，最終根據試驗結果對標準氧體積傳質系數進行分析，因此，試驗中可忽略水溫變化對試驗結果的影響。

選擇試驗所需的曝氣器孔徑并將其安裝在相應的水深處，向水槽中分別添加氯化鈉、無水葡萄糖以及SDBS，將試驗用水配制成所需濃度，然后按照CJ/T 475—2015《微孔曝氣清水氧傳質性能測定》進行充氧試驗。

a.單因素試驗。單因素試驗是在其他因素一定的情況下，分別觀測曝氣器孔徑(5 μm、10 μm、20 μm、40 μm、100 μm)、曝氣水深(20 cm、30 cm、40 cm、50 cm、60 cm)、鹽度(0 g/L、1 g/L、2 g/L、3 g/L、4 g/L)、BOD5質量濃度(0 mg/L、3 mg/L、6 mg/L、9 mg/L、12 mg/L)、SDBS質量濃度(0 mg/L、1 mg/L、2 mg/L、3 mg/L、4 mg/L)對標準氧體積傳質系數的影響規律，各因素的取值范圍基于微孔曝氣器技術參數以及城市河流的實際情況而定。

b.響應面優化試驗。根據中心復合設計(central composite design，CCD)方法，設計5因素5水平的響應面試驗方案(表1)。試驗以K為響應值，孔徑、曝氣水深、鹽度、BOD5質量濃度及SDBS質量濃度5個影響因素均在5個不同水平下進行研究。

表1 響應面試驗設計因素及水平

c.模型驗證。采集5條河流水樣，分別測定其鹽度、BOD5及SDBS質量濃度，通過優化模型分析得到最佳微孔曝氣器孔徑及曝氣水深，并在該最佳參數下進行曝氣試驗，計算得到標準氧體積傳質系數。

2 結果與討論

2.1 單因素對微孔曝氣系統充氧性能的影響

單因素對標準氧體積傳質系數的影響如表2所示。在曝氣水深為60 cm、鹽度為0 g/L、BOD5質量濃度為0 mg/L、SDBS質量濃度為0 mg/L的條件下，考察曝氣器孔徑對K的影響。由表2可知，隨著微孔曝氣器孔徑的增大，K逐漸減小。微孔曝氣器孔徑會直接影響其產生的氣泡尺寸，在相同曝氣量下，孔徑越大，則產生的氣泡尺寸越大。氣泡越大，一方面會增加水體的擾動強度，加速氧在水體中的擴散作用，促進氧傳質，另一方面可減小液膜的厚度，降低氧的傳質阻力，同樣有利于氧傳質過程；同時，氣泡越大，比表面積越小，氣液傳質界面面積減小，會抑制氣液氧傳質過程。隨著孔徑的增大，氣液傳質界面面積的減小對氧傳質過程的影響更加顯著，成為主要的影響因素[11]，因此K隨孔徑的增大而減小，本試驗結果與上述研究所得結論一致。

表2 不同因素對氧體積傳質系數的影響

在微孔曝氣器孔徑為100 μm、鹽度為0 g/L、BOD5質量濃度為0 mg/L、SDBS質量濃度為0 mg/L的條件下，考察曝氣水深對K的影響。由表2可知當水深由20 cm增加至60 cm，K由1.45 h-1增大至2.73 h-1，增幅顯著。尹訓飛等[13]探究了水深對微孔曝氣充氧性能的影響，結果表明，曝氣水深為1～6 m時，K隨著水深的增大先減小后趨于不變，與本試驗研究所得結論并不一致。其原因可能是本試驗采用了曝氣水深為20～60 cm的淺水曝氣系統，水深增大使得氣泡在水中的停留時間以及氣液接觸時間增加，而淺水系統在曝氣條件下具有強烈的氣液湍動作用，液膜阻力較低，使得氣液表面更新速率加快，在兩方面的共同作用下提高了氧傳質速率。

在微孔曝氣器孔徑為100 μm、曝氣水深為60 cm、BOD5質量濃度為0 mg/L、SDBS質量濃度為0 mg/L的條件下，考察鹽度對K的影響。由表2可知，水體鹽度增大時，K有明顯的上升趨勢，鹽度由0 g/L增大至4 g/L時，K由2.73 h-1上升為3.46 h-1。有學者研究發現，隨著鹽度的增大，液體的表面張力會線性增大[18]，使得產生的氣泡尺寸變小，從而降低氣泡聚并的概率及上升的速率，促進了氣液傳質作用，本研究的試驗結果與該結論一致。

在微孔曝氣器孔徑為100 μm、曝氣水深為60 cm、鹽度為0 g/L、SDBS質量濃度為0 mg/L的條件下，考察BOD5質量濃度對K的影響。由表2可知，K隨水體BOD5質量濃度的增加而逐漸減小。該結果與孫劍輝等[21]的研究結論一致，其原因可能是本研究通過添加無水葡萄糖來調節水體中BOD5質量濃度，隨著葡萄糖濃度的增加，液體的黏度增大[26-27]，導致氧的擴散速率減小，黏度增大還會促進氣泡的聚并作用，進而使得產生的氣泡變大，上升速率加快，K值降低。

在微孔曝氣器孔徑為100 μm、曝氣水深為60 cm、鹽度為0 g/L、BOD5質量濃度為0 mg/L的條件下，考察SDBS質量濃度對K的影響。由表2可知，當SDBS質量濃度由0 mg/L升高至4 mg/L時，K隨之減小。程香菊等[22]基于氣泡理論探究了表面活性劑對微孔曝氣系統增氧性能的影響，結果表明，SDBS質量濃度為1 mg/L時可促進氧傳質，SDBS質量濃度為1～5 mg/L時，隨著濃度的增加，K降低。本研究中，K在SDBS質量濃度為1 mg/L時并沒有出現拐點，而是隨SDBS質量濃度的增大而減小。產生這種趨勢的主要原因是表面活性劑同時含有親水基團和疏水基團，親水基團易于進入水相，而疏水基團遠離水相，導致其在氣液界面聚集，并在氣液界面形成一層液膜，使得表面張力降低，阻礙氧氣傳輸，從而抑制了氧傳質過程。

2.2 響應面法優化充氧性能試驗

2.2.1優化模型及方差分析

采用Design-Expert 12軟件設計生成響應面優化試驗方案，試驗共50組(8組為重復實驗)，按照該方案進行試驗，結果見表3, 孔徑、曝氣水深、鹽度、BOD5及SDBS質量濃度5個影響因素的水平值分別記為x1、x2、x3、x4、x5。通過軟件對試驗結果進行多元回歸擬合分析，得到關于標準氧體積傳質系數與因素水平值的二次多項式回歸方程(式(3))。

K= 2.23-0.041 8x1+ 0.308 7x2+ 0.084 7x3-

0.006 8x4- 0.092 3x5- 0.025 3x1x2+

0.000 9x1x3+0.009 1x1x4+ 0.040 9x1x5+

0.025 9x2x3- 0.024 7x2x4+ 0.023 4x2x5+

0.004 1x3x4-0.037 8x3x5-0.012 2x4x5+

(3)

回歸模型的方差分析及顯著性檢驗結果如表4所示。設置顯著水平α= 0.05，則當P< 0.05時為顯著，反之即為不顯著。由表4可知，所得模型的F值為23.87，P< 0.000 1，遠小于0.05，表明該回歸模型非常顯著。模型的決定系數R2為0.942 7，變異系數Cv= 4.32%(<10%)，表明該模型可以解釋94.27%響應值的變化，擬合度較高。根據方差分析的F值可知，各因素影響的顯著性由大到小順序為：曝氣水深、SDBS質量濃度、鹽度、曝氣器孔徑、BOD5質量濃度。

表3 試驗設計方案及結果

表4 回歸模型的方差分析和顯著性檢驗

K= 2.23 - 0.041 8x1+ 0.308 7x2+ 0.084 7x3-

0.092 3x5+0.040 9x1x5- 0.037 8x3x5+

(4)

當已知水體的鹽度、BOD5及SDBS質量濃度時，即式(4)中x3、x4、x5為定值，通過求解二元函數的最大值，可得到微孔曝氣系統的最佳孔徑及安裝水深。將該最佳孔徑和水深設置為曝氣參數，從而實現微孔曝氣系統充氧性能的優化。

2.2.2響應面分析

采用Design-Expert 12軟件繪制響應曲面圖，可直觀反映本試驗所考慮的各因素對響應值的交互作用。將其他因素固定為中間值，即可獲得任意2個因素交互作用的結果，共得到10組響應曲面，如圖2所示。響應曲面坡度越陡則表明響應值對該影響因素的變化越敏感；響應曲面的輪廓呈凸起、凹陷或馬鞍狀則表明所對應的兩個影響因素之間的交互作用顯著。

由圖2可知，在試驗設置范圍內，K隨曝氣水深的增大而增大，且響應曲面坡度較大，表明水深對K的影響非常顯著，鹽度、SDBS質量濃度及孔徑也存在顯著影響，而BOD5質量濃度的影響不顯著；孔徑和SDBS質量濃度、鹽度和SDBS質量濃度對K存在顯著的交互作用，這與模型顯著性分析所得結論一致。由于K受曝氣水深變化的影響程度最大，因此對曝氣水深進行優化可以顯著提高K。鹽度、SDBS質量濃度及孔徑對K影響的顯著程度小于曝氣水深，原因可能是其相互之間存在的交互作用產生了抑制的效果。BOD5質量濃度對K的影響不顯著，其原因可能是本研究采用自來水作為試驗水體進行模擬，未考慮實際河流水體中微生物的作用。孔徑和SDBS質量濃度存在交互作用的原因可能是SDBS親水親油的性質，使其易于在微氣泡的界面積累，增加了界面的氧傳質阻力并降低了氧傳質速率。鹽度和SDBS質量濃度的交互作用主要是由于無機鹽會增加SDBS在氣液界面的積累，從而減小表面張力，抑制氣液氧傳質過程。由于孔徑和SDBS質量濃度、鹽度和SDBS質量濃度對K存在顯著的交互作用，因此，對微孔曝氣系統充氧性能進行優化時不能僅考慮其中一種因素的作用，還需考慮另一種因素不同水平的影響。

(a)孔徑和曝氣水深 (b)孔徑和鹽度

(c)孔徑和BOD5質量濃度 (d)孔徑和SDBS質量濃度 (e)曝氣水深和鹽度 (f)曝氣水深和BOD5質量濃度

(g)曝氣水深和SDBS質量濃度 (h)鹽度和BOD5質量濃度 (i)鹽度和SDBS質量濃度 (j)BOD5質量濃度和SDBS質量濃度

2.2.3模型驗證

采用優化模型對實際河流微孔曝氣系統的曝氣參數進行優化，得到5組水樣在本試驗研究范圍內的最佳曝氣參數。通過模型預測，得到的K分別為3.12 h-1、2.96 h-1、3.02 h-1、3.08 h-1和2.88 h-1。為驗證模型預測結果的準確性，在最佳參數下對采集的水樣進行曝氣試驗，計算出K分別為3.06 h-1、2.91 h-1、3.05 h-1、3.01 h-1和2.92 h-1，模型預測結果與試驗測試結果的相對誤差平均值僅為1.67%(< 5%)，表明預測值與試驗值基本吻合，進一步說明通過該模型優化曝氣參數具有一定可靠性和準確性。

3 結 論

a.單因素試驗結果表明，微孔曝氣器孔徑、曝氣水深、鹽度、BOD5質量濃度、SDBS質量濃度均可影響標準氧體積傳質系數。

b.響應面分析結果表明，5種因素對標準氧體積傳質系數影響的顯著程度由大到小分別為：曝氣水深、SDBS質量濃度、鹽度、微孔曝氣器孔徑、BOD5質量濃度；微孔曝氣器孔徑和SDBS質量濃度、鹽度和SDBS質量濃度對標準氧體積傳質系數存在顯著的交互作用，在對微孔曝氣系統充氧性能進行優化時不能僅考慮單一因素的影響。

c.以標準氧體積傳質系數最大為優化目標，通過回歸模型分析實際河流水體微孔曝氣治理的最佳參數，并進行試驗驗證，得到模型預測值與試驗值的相對誤差平均值僅為1.67%，表明該模型準確可靠。可通過該模型對曝氣器的選型與布設進行優化，從而提高微孔曝氣系統的充氧性能。