成都市鄉鎮污水處理廠進水水質特征分析

劉堰楊,唐啟亮

(成都空港環境投資有限公司,四川成都 610200)

成都市是我國西南地區特大城市之一,地處四川盆地西部、青藏高原東緣。成都市幅員遼闊,土地面積為14 335 km2,常住人口2 093.8萬人,其中城鎮戶籍人口1 015.61萬人、鄉村戶籍人口504.09萬人[1]。作為常住人口數量超2 000萬的超大城市,成都市污染治理設施建設還存在短板,如污水處理能力不足、分布不均。為深入學習貫徹習總書記對四川工作系列重要指示精神,建設踐行國家賦予成都的新發展理念的公園城市示范區重大使命,成都市區域發展戰略將加強生態環境保護作為重要任務之一。《成都市“十四五”生態環境保護規劃》提出,到2025年,城市、縣城和重點鄉鎮污水集中處理率分別達到98.5%、95%和85%以上。

污水水質特征是污水處理設施設計、提標改造的關鍵參考指標,決定了污水處理設施核心處理工藝的選擇與關鍵設備的選型,也是污水處理設施調整工藝參數、優化生產運行管理的重要依據[2]。了解和掌握污水水質特征對污水處理設施提高污水處理效果、有效降低運行成本、確保出水長期穩定達標具有重要意義[3-4]。

本文以成都市8座鄉鎮污水處理廠為研究對象,系統分析了其進水水質特征[化學需氧量(CODCr)、生化需氧量(BOD5)、氨氮、總氮(TN)、總磷(TP)、懸浮物(SS)]的變化規律及指標間的相關性、一元線性關系,以及進水水質指標比值的概率分布特征,并與國內其他污水進水水質相關研究進行總結與對比,以便為鄉鎮污水處理廠的工藝選擇、升級改造、運行管理提供科學依據。

1 研究方法

以成都市8座鄉鎮污水處理廠為研究對象,系統分析其2021年全年實際進水水質指標(CODCr、BOD5、氨氮、TN、TP、SS)的變化規律、各指標間的相關性和線性關系,以及水質指標比值的概率分布特征,對國內其他污水進水水質相關研究進行總結與對比。采用SPSS 17.0軟件進行相關性分析等數據分析方法。

2 結果與討論

2.1 進水水質指標分布特征分析

成都市鄉鎮污水處理廠2021年全年進水水質指標CODCr、氨氮、SS、TN、TP、BOD5的描述性分析結果和正態性檢驗如表1所示,各月平均值如表2所示。

表1 進水水質指標統計分析和正態性檢驗

表2 進水水質指標月平均值

Kolmogorov-Smirnov與Shapiro-Wilk檢驗常用于分析數據分布是否符合正態性分布,如果觀測值的總數為大樣本(N>1 000),一般采用Kolmogorov-Smirnov統計量檢驗。本研究中各項水質指標顯著性水平均小于0.05,表明各項指標不服從正態分布。此外,各項水質指標偏度系數均大于0,說明其數據分布為正偏分布,峰尖偏左,多集中于低值部分,平均值大于中位數。峰度系數除了氨氮之外,其余水質指標均大于0,是由較多低頻度的大于或小于平均值的極端差值引起的,說明這些水質指標的數據分布比標準正態分布更為陡峭,尤其是TP最為陡峭。而氨氮的峰度小于0,說明其數據分布較正態分布更加平緩。

2.2 進水水質指標逐月變化特征分析

進水水質指標(CODCr、氨氮、SS、TN、TP、BOD5)濃度逐月變化情況如圖1所示。箱形圖的上邊緣和下邊緣分別代表水質指標最大值和最小值,箱形的頂部與底部分別代表上下四分位數,箱形內的橫線代表中位數,方塊代表平均值。

CODCr質量濃度為19.00～1 930.00 mg/L,全年月均值為201.49～394.58 mg/L。CODCr全年平均值都大于中位數,特別是8月、9月、10月極高值的出現導致平均值甚至大于上四分位數。縱觀全年可以發現,成都鄉鎮污水處理廠進水情況較為復雜,2021年1月—4月CODCr均值(347.47 mg/L)較5月—12月CODCr均值(258.78 mg/L)高,且有較多極高值出現導致變化幅度較大,而受雨季降雨影響,7月CODCr濃度普遍較低。

氨氮質量濃度為1.00～138.00 mg/L,全年月均值為25.23～36.21 mg/L,10月氨氮平均濃度最低,4月最高。除了1月、2月,全年平均值都大于中位數。雖然氨氮的數據整體分布較為平緩,但成都鄉鎮污水中氨氮在1月—4月的整體變化范圍在全年來說仍處于較大水平。

進水SS濃度逐月變化規律與其余水質指標呈現出截然不同的變化規律。SS全年質量濃度為8.00～965.00 mg/L,月均值為47.72～364.79 mg/L,1月SS平均濃度最低,9月最高。值得注意的是,SS在1月—5月數據分布較為集中,而在6月—12月SS平均值較大且變化范圍大。

TN質量濃度為4.00～125.00 mg/L,全年月均值為30.28～46.19 mg/L,10月TN平均濃度最低,2月最高。除了1月—2月,全年平均值都明顯大于中位數。與CODCr、氨氮較為類似,TN在1月—4月變化幅度較大,尤其是2月變化范圍最大且平均值小于中位數。

TP質量濃度為0.00～17.00 mg/L,全年月均值為3.07～4.64 mg/L,8月TP平均濃度最低,2月最高。除了2月、3月,全年平均值都大于中位數。SS各月均值較為接近,但結合峰度、偏度數據綜合分析可發現,成都鄉鎮污水中TP進水變化幅度較大,因此,對鄉鎮污水處理廠的藥耗控制方面提出了一定的要求。

BOD5質量濃度為7.00～499.00 mg/L,全年月均值為80.10～159.80 mg/L,8月BOD5平均濃度最低,1月最高。除了3月,全年平均值都大于中位數,9月、10月平均值較高接近上四分位數。與CODCr、氨氮、TN較為類似,BOD5在1月—4月平均濃度相對較高且變化幅度較大,8月—10月受雨季影響進水BOD5平均較低。

總的來說,成都鄉鎮污水中CODCr、BOD5、TN、氨氮在1月—4月變化范圍大。除了SS外,其余指標均符合進水濃度冬季較高、夏季較低的趨勢,與多篇文獻[5-6]中報道一致。這可能是因為一方面,冬季用水量與降雨量銳減,在一定程度上對生活污水起到濃縮作用。另一方面,冬季污水管網中來水流量很小,管道中易形成沉積物,受降雨及污水對管道的沖刷作用,可能導致污水處理廠進水水質中污染物濃度峰值的出現[7]。而夏季氣溫增加導致居民用水量增加,降雨增多導致雨水混入污水管網,進水濃度較低。SS在1月—5月數據分布較為集中且較低,而在6月—12月平均值較大且變化范圍大。氨氮分布較為平緩,TP變化幅度最大、數據分布更為陡峭。

在實際生產運營中,鄉鎮污水處理廠由于處理規模較小、進水情況復雜、濃度變化范圍大,時常出現高、低濃度進水水質及超處理能力來水水量的沖擊[7]。因此,必須充分掌握進水水量和水質的瞬時波動帶來的影響及應對措施,通過工藝調控、調整產量等手段加強工藝管理,盡量減少或消除其對生產造成的不利影響,保障出水長期穩定達標。具體來說,對于高、低濃度進水水質沖擊,應該優先考慮工藝調控手段,包括調整回流量、曝氣量、藥劑投加量等,再根據具體情況配合調整產量,保障出水水質穩定達標。而在污水處理廠面對來水水量沖擊時,對于產量的調整則尤為重要。對于一些長期超負荷運行的鄉鎮污水處理廠,也可通過增加一體化污水處理設施、新增調節池等方式暫且緩解來水過多的問題,但仍需報告上級主管部門,進行提標或者管網改造以解決根本問題。對于采用MBR工藝的污水處理廠來說,若長期出現來水水量過多、高濃度進水、渣物油脂較多等情況,應加強對MBR膜的維護,保障處理能力。

2.3 進水水質指標相關性分析

采用Spearman秩相關系數對成都鄉鎮污水進水CODCr、BOD5、氨氮、TN、TP、SS進行相關性分析(表3)。各指標間均具有顯著相關性,CODCr與BOD5、TN與氨氮相關性較好,相關系數分別為0.874、0.924。碳(CODCr、BOD5)、氮(氨氮、TN)、磷(TP)之間具有一定相關性,相關系數在0.432～0.678。SS與其余水質指標相關系數均較低,特別是與TN、氨氮最低,相關系數分別為0.144、0.089,說明成都鄉鎮污水中SS與其他指標有著不同的來源[8]。在合流制排水系統中,管道沉積物主要來自于生活污水和雨天徑流帶入排水管的SS,其成分以無機顆粒為主,是污水中SS的主要來源。管道沉積物的存在降低了管道的排水容量,增大了阻力,雨天排水系統溢流排放時,可能將沉積物中積累的大量污染物帶入收納水體,因此,城市排水體制應優先采用分流制,對于采用合流制的老舊城區排水管網也應該進行改造。對于污水處理廠來說,活性污泥法對于無機物幾乎無去除效果,SS進入生化池后會對微生物活性造成影響,影響TN等指標的處理效果,因此,預處理階段中SS的去除效果格外重要。一般來說,預處理階段應設置粗格柵、細格柵、沉砂池,如采用MBR膜工藝則預處理階段還應設置膜格柵。通過預處理階段去除SS后,污染物濃度也會明顯降低,有利于后續生化處理。

表3 進水水質指標的相關性分析

采用最小二乘法對成都鄉鎮污水進水CODCr、BOD5、氨氮、TN、TP、SS進行回歸分析,計算各水質指標間的回歸方程及相關系數R2(表4)。CODCr與BOD5、TN與氨氮之間的線性擬合效果最好,相關系數R2分別為0.740、0.848。SS與CODCr、BOD5、TP的線性關系一般,R2分別為0.154、0.085、0.132,而與TN、氨氮的擬合效果均不太理想,相關關系不明顯,R2分別為0.004、0.001,這與柳勇等[8]研究結果較為一致。

表4 進水水質指標的回歸分析

2.4 進水水質指標比例關系的特征分析

成都鄉鎮污水進水中水質指標比例關系的概率分布如圖2所示。BOD5/CODCr是指可生物降解的有機物占總有機物量的比值,常用于評價污水可生化性。當BOD5/CODCr<0.1時不適于生物處理;當0.20.4的累積概率為54.58%,在0.4～0.6的概率為47.60%,BOD5/CODCr為0.6時累積概率為93.20%,說明成都市鄉鎮進水具有一定的可生化性,適于生物處理。

注:各比例超出一定數值后概率過小,未在圖中體現。

反硝化脫氮過程需要充足的有機物作為碳源及電子供體,BOD5/TN是影響TN穩定達標的關鍵水質參數。一般來說,在常規除磷脫氮工藝及控制條件下,當污水的BOD5/凱氏氮(TKN)為4～6、BOD5/TN>4時,可以認為碳源充足[9]。BOD5/TN為0.26～29.92,平均值為2.97,中位數為2.25,全年BOD5/TN<3的累積概率為69.89%,<4的累計概率為81.46%,說明成都市鄉鎮污水進水BOD5/TN普遍偏低,需要外加碳源以滿足反硝化過程脫氮需要。污水處理廠常見碳源有乙酸鈉、葡萄糖、甲醇等。成都8座鄉鎮污水處理廠采用乙酸鈉作為碳源,乙酸鈉具有較快的反硝化響應速度、易于儲存、安全等特點,對于TN的去除有較好的效果。在實際生產運行中,成都鄉鎮污水的出水TN受碳源影響最大,尤其對于設計規模在1 500 m3/d以下的鄉鎮污水處理廠來說,乙酸鈉作為碳源的優越性較為明顯。

進水懸浮固體無機組分含量(SS/BOD5)是除了BOD5/TN以外影響活性污泥處理工藝TN達標的另外一個重要參數[9]。生物處理系統的進水SS/BOD5越高,反硝化速率越低,導致碳源在缺氧段未被充分利用,從而導致TN去除率下降。理論分析和工程經驗表明,在碳源偏少的情況下,進水SS對TN達標的影響不可忽視。該工程進水SS/BOD5為0.05～21.88,平均值為1.76,中位數為1.24,SS/BOD5>1.1的累積概率為55.71%,>1.4的累積概率為42.50%。

BOD5/TP是用于評價污水生物除磷是否可行的重要指標。城市污水處理系統中有效進行生物除磷一般要求BOD5/TP>20,比值越大越能保證聚磷菌在除磷過程中有足夠的基質,除磷效果越好[4]。該工程進水BOD5/TP為1.68～575.38,平均值為29.53,中位數為22.63,全年BOD5/TP>20的累積概率為61.49%,說明成都鄉鎮進水碳源基本滿足生物除磷需要。

一般來說,BOD5/TP和TN/TP可以判斷污水中氮、磷可否滿足微生物生長的需求。當污水中BOD5和氮、磷的比值達到100∶5∶1時[10],即可滿足微生物生長對氮、磷的需求。該工程進水TN/TP為1.68～79.77,平均值為10.9,中位數為10.15,>5的概率為88.59%,分布在5～15的累積概率為84.09%,全年TN/TP>20的累積概率為4.58%。

3 討論

3.1 國內污水水質指標對比分析

將成都鄉鎮污水進水各水質指標的均值及概率分布結果與國內其他城市、鄉鎮及農村等污水進水進行對比,結果如表5所示。

表5 國內進水水質指標平均值

北京市、上海市、天津市與濟南市城市生活污水進水水質較為接近,合肥市則相對較低,各項水質指標與本研究較為接近。與城市生活污水水質相比,鄉鎮污水處理廠進水污染物含量低于大型城市污水處理廠進水。北京市、上海市、天津市等大型城市由于社會經濟狀況、工業生產規模發展較好,市政基礎設施建設及配套污水管網完善程度高,在節水措施、排水體制等多方面的基礎條件較好,人口眾多,頻繁的人類活動所產生的污染物來源相對也更多,因此,進水污染物濃度較鄉鎮污水處理廠更高。而受地域、氣候、人口、工業發展等因素影響,不同城市的污水水質也有很大區別[4]。

對于鄉鎮污水處理廠來說,其進水水質主要受到地區性差異、排水體制、管網完善程度及居民生活習慣等因素的影響,其中地區性差異對進水水質的影響最大。一般來說,根據污水廠所屬鄉鎮的特點可將地區性差異分為居住型、工業型與旅游型。重慶忠縣石寶鎮污水處理廠所在地屬于典型的旅游型鄉鎮,主要進水為生活污水,進水污染物濃度一般,但由于夏季和周末旅游客流量增大,產生的污水量明顯比冬季和平常更大[7]。王曉丹等[7]所研究的重慶市某鄉鎮污水處理廠所在城鎮為居住型,進水水中各種污染物濃度較低,但相較于本研究及重慶忠縣石寶鎮污水處理廠仍處于較高水平。本研究中所涉及的8座鄉鎮污水處理廠包含1座旅游型、2座工業型、5座居住型,各個污水處理廠進水水質因所在鄉鎮類型不同而各有特點,總進水污染物濃度介于上述兩座重慶鄉鎮污水處理廠之間。就進水污染物濃度而言,成都市工業型鄉鎮污水廠大于居住型,居住型大于旅游型。隨著近年來成都市城鎮化進程的推進及人口總數增長,8座鄉鎮污水處理廠普遍出現進水量逐年增加的情況,這也對鄉鎮污水廠的生產管理提出了較高的要求。

農村地區進水水質變化范圍較大,巢湖流域、海南省農村污水進水濃度較低,而廈門市較高。相較于城鎮污水,農村生活污水獨特的排放特征導致其水量、水質具有明顯的時空差異。時間上,污水水量和水質在1 d中的不同時間段及一年中的不同季節均有顯著差異。空間上,污水排放特征與地區經濟、居民生活習慣等息息相關[15]。此外,農村生活污水水質具有地域特異性,與當地居民的生活水平、生活習慣等有關,同時與氣候條件等因素也有密切關系[14]。農村地區經濟發展相對落后,管網建設情況相對滯后,污水受所處地區人口數量、污染物來源、人類活動方式等因素影響導致差異較大,在居住人口較少的農村地區進水濃度相對較低。

3.2 國內進水水質組成特性對比分析

將成都鄉鎮污水進水營養物質比例的均值及概率分布結果與國內其他城市、鄉鎮及農村等污水進水進行對比,結果如表6所示。

表6 國內進水水質參數比值平均值及概率分布

就污水可生化性來說,成都市鄉鎮污水進水與上海市、天津市等城市污水處理廠進水較為接近,高于全國平均水平,適合生物處理,易于生物降解。各污水處理廠進水BOD5/CODCr值的差異,主要是由于不同污水處理廠進水的來源不同[17]。本研究中BOD5/TP指標大于全國水平,進水碳源基本滿足生物除磷需要。而進水中TN/TP大于上海市、天津市,相較于發達城市來說,本研究污水中氮、磷可滿足微生物生長的需求。

成都市鄉鎮污水BOD5/TN指標相對偏低,與合肥市、濟南市的城市污水處理廠較為接近。除了廈門市農村污水,我國絕大多數地區BOD5/TN總體偏低,這在全國范圍內或將是長期存在的普遍性問題。我國污水收集系統普遍設置化糞池,能造成CODCr損耗超過40%,是影響BOD5/TN的最大因素。此外,合流制或混流制污水收集系統中雨水易攜帶大量溶解氧進入管網,造成CODCr的分解。若管網出現破損未得到及時修復,將導致空氣中大量溶解氧進入管網進一步消耗污水中的碳源[9]。

SS/BOD5受管網體制影響較大,合流制主導的城市污水SS/BOD5為1.2～2.0,進水SS中無機組分含量一般在55%～70%[9]。SS/BOD5過高會影響TN去除率,本研究中SS/BOD5平均值高于1.5,結合BOD5/TN指標,綜合來說TN去除能力有限。

總的來說,成都鄉鎮污水雖然適合生物處理,但來源中碳源不足以支持生物脫氮除磷的需要,SS無機組分較高。為滿足出水達標要求,國內大多污水處理廠會增加深度處理單元[9]。本研究中的8座鄉鎮污水處理廠在2019年提標改造時也增加了深度處理單元,通過外加碳源、除磷劑強化脫氮除磷效果,同時新增了旋流沉砂器、膜格柵處理單元,對于預處理段SS的去除有較好的效果,運營成本相較于提標前執行一級B標準時有所增加。

4 結論與建議

(1)成都市鄉鎮污水處理廠進水水質指標(CODCr、氨氮、SS、TN、TP、BOD5)均呈正偏態分布,全年月均值分別為201.49～394.58、25.23～36.21、47.72～364.79、30.28～46.19、3.07～4.64、80.10～159.80 mg/L,SS在1月—5月均值較低且數據分布集中,其余指標在1月—4月變化較大。

(2)各指標間均具有顯著相關性(α<0.01),CODCr與BOD5、TN與氨氮相關性較好(R2=0.874、0.924)且線性擬合效果較好(R2=0.740、0.848)。SS與其余水質指標相關系數均較低(R2≤0.437),與TN、氨氮的擬合效果(R2=0.004、0.001)不太理想,說明成都鄉鎮污水中SS與其他水質指標有著不同的來源,受城市排水管網影響較大。

(3)BOD5/CODCr>0.4的累積概率為54.58%、BOD5/TN>4的累積概率為18.54%、BOD5/TP>20的累積概率為61.49%,SS/BOD5、TN/TP平均值分別為1.76、10.90,說明成都鄉鎮污水處理廠進水適合生物處理,易于生物降解,可滿足微生物生長對氮、磷的需求,但需要外加碳源以滿足生物脫氮除磷的需要。由于進水中SS無機組分較高,應重視預處理段各工藝單元對SS的去除效果,減輕進水負荷,避免對后續生物處理段造成不利影響。

(4)與國內其他地區污水進水水質研究對比發現,我國絕大多數地區BOD5/TN總體偏低,鄉鎮污水處理廠進水污染物含量低于大型城市污水處理廠進水,農村地區進水水質變化范圍較大。在實際生產運營中,鄉鎮污水處理廠的處理規模較小,抗沖擊能力弱,因此,生產管理人員必須充分掌握進水水量和水質的瞬時波動帶來的影響及應對措施,加強生產運行管理與工藝調控,保障出水長期穩定達標。