基于統(tǒng)計(jì)學(xué)分析的污水廠運(yùn)行性能診斷

樊 杰，曹 亮，高 乘，葉佳松，葉文寧

（1.武漢科技大學(xué)城市建設(shè)學(xué)院，湖北武漢430065；2.江西省鷹潭首創(chuàng)水務(wù)，江西鷹潭335000）

城市污水處理廠對實(shí)現(xiàn)水環(huán)境質(zhì)量改善和污染總量減排擔(dān)負(fù)著重要作用。進(jìn)水的水量、水質(zhì)存在一定的變化規(guī)律〔1-2〕，忽略進(jìn)水水質(zhì)構(gòu)成和變化會導(dǎo)致工藝運(yùn)行調(diào)整困難。進(jìn)出水、操作參數(shù)、環(huán)境因子相關(guān)聯(lián)，亦導(dǎo)致工藝優(yōu)化的復(fù)雜性。污水處理過程是多維度非線性耦合變量，使用傳統(tǒng)試驗(yàn)技術(shù)難以一一分析影響因素。通過統(tǒng)計(jì)學(xué)方法，可以從污水廠的海量數(shù)據(jù)中提取有用信息〔3〕，預(yù)判系統(tǒng)故障〔4〕，優(yōu)化污水廠的設(shè)計(jì)和運(yùn)行〔5〕，以及評價運(yùn)行的穩(wěn)定性〔6-8〕，便于有針對性地制定工藝優(yōu)化運(yùn)行策略。

江西省2020 年要求城鎮(zhèn)污水廠排水達(dá)到《城鎮(zhèn)污水處理廠污染物排放標(biāo)準(zhǔn)》（GB 18918—2002）一級A 標(biāo)準(zhǔn)。筆者以江西省鷹潭污水廠的全年水質(zhì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用統(tǒng)計(jì)學(xué)方法分析進(jìn)出水?dāng)?shù)據(jù)，旨在揭示污染物去除的穩(wěn)定性和影響因素、找出需要重點(diǎn)關(guān)注的污染物，提出優(yōu)化運(yùn)行的可行性措施，服務(wù)于污水廠的運(yùn)行管理決策。

1 研究方法

1.1 污水廠概況

鷹潭污水處理廠設(shè)計(jì)流量6.0 萬m3/d，采用改良型氧化溝工藝，工藝流程為：進(jìn)水→提升泵房→細(xì)格柵→曝氣沉砂池→改良型氧化溝→二沉池→紫外線消毒→排放。廠內(nèi)共2 座氧化溝，厭氧區(qū)、缺氧區(qū)、好氧區(qū)停留時間分別為2.2、3.0、7.5 h。每座氧化溝分為4 廊道，單溝寬8.5 m，有效水深4.5 m，設(shè)計(jì)流量1 250 m3/h，設(shè)計(jì)污泥負(fù)荷0.081 kgBOD5/（kgMLSS·d），設(shè)計(jì)污泥質(zhì)量濃度3 500 mg/L，污泥齡15 d。二沉池直徑42 m，表面負(fù)荷1.23 m3/（m2·h）。設(shè)計(jì)進(jìn)水水質(zhì)（mg/L）：COD 230、BOD5120、SS 150、NH3-N 25、TN 30、TP 3。實(shí)際運(yùn)行中好氧區(qū)DO 控制在1.5～4 mg/L、MLSS 2 500～5 000 mg/L、水溫5～30 ℃。

1.2 數(shù)據(jù)分析

以該污水廠全年的水質(zhì)數(shù)據(jù)為研究對象，采用Spearman 系數(shù)進(jìn)行水質(zhì)指標(biāo)的相關(guān)性分析。描述性統(tǒng)計(jì)學(xué)指標(biāo)包括變異系數(shù)CV 和技術(shù)性能統(tǒng)計(jì)指標(biāo)TPS。利用主成分分析法（PCA）確定影響工藝運(yùn)行效果的主要指標(biāo)。統(tǒng)計(jì)分析利用SPSS 19.0 軟件實(shí)現(xiàn)。

2 結(jié)果與討論

2.1 進(jìn)出水的穩(wěn)定性和達(dá)標(biāo)潛力

污水廠進(jìn)出水的描述性統(tǒng)計(jì)如表1。變異系數(shù)CV 表示數(shù)據(jù)離散性； 技術(shù)性能統(tǒng)計(jì)指標(biāo)TPS-3.84%、TPS-50%、TPS-95%分別代表3.84%、50%、95%保證率條件下的濃度，分別對應(yīng)最優(yōu)水質(zhì)、中間水平和95%保證率的出水水質(zhì)。 變異系數(shù)、TPS-95%/TPS-50%用于評價水質(zhì)穩(wěn)定性〔9-10〕。進(jìn)水指標(biāo)（以下角i 表示，全文同）中，水量和SS 相對穩(wěn)定，而COD、BOD5、NH3-N、TN 和TP 的波動較大，變異系數(shù)27%～40%。出水指標(biāo)（以下角e 表示，全文同）中，TP的變異系數(shù)最小，雖然出水TP 穩(wěn)定，但是TP 去除率波動大。NH3-N、SS 的變異系數(shù)高達(dá)220%、92%，TPS-90%/50%分別為10.0、3.3，提示出水NH3-N、SS異常。

表1 進(jìn)出水水量與水質(zhì)的描述性統(tǒng)計(jì)

當(dāng)出水執(zhí)行《城鎮(zhèn)污水處理廠污染物排放標(biāo)準(zhǔn)》（GB 18918—2002）一級B 標(biāo)準(zhǔn)時，各指標(biāo)瞬時值達(dá)標(biāo)率95%以上。由一級B 標(biāo)準(zhǔn)提高至一級A 標(biāo)準(zhǔn)時，面臨的最大問題是磷達(dá)標(biāo)（目前的出水磷濃度只有2%的達(dá)標(biāo)概率），SS 和TN 偶有超標(biāo)，有必要計(jì)算提升至一級A 標(biāo)準(zhǔn)的出水控制濃度。 依據(jù)S.C.Oliveira 等〔11〕提出的變異系數(shù)和可靠性系數(shù)計(jì)算該廠達(dá)標(biāo)排放的出水控制濃度mx，見式（1）、式（2）。

式中：COR——可靠性系數(shù)；

CV——變異系數(shù)，等于標(biāo)準(zhǔn)差除以均值；

α——不達(dá)標(biāo)概率；

Z1-α——標(biāo)準(zhǔn)化正態(tài)統(tǒng)計(jì)量（查表可得1-α=95%時，Z1-α=1.645）；

mx——確保達(dá)標(biāo)的出水質(zhì)量濃度，mg/L；

Xs——標(biāo)準(zhǔn)排放值，mg/L。

經(jīng)計(jì)算，能夠保證95%達(dá)標(biāo)率的出水控制濃度mx見表2，將mx與現(xiàn)年均值比較，COD、BOD5、NH3-N可以保證達(dá)到一級A 標(biāo)準(zhǔn)，TN 接近標(biāo)準(zhǔn)值， 出水TP、SS 均值需分別控制在0.4、3.8 mg/L 才能保證穩(wěn)定達(dá)到一級A 標(biāo)準(zhǔn)，即該廠提標(biāo)改造的重點(diǎn)在TP和SS。

表2 出水指標(biāo)的可靠性系數(shù)COR和能夠保證達(dá)標(biāo)的出水值mx

2.2 出水異常指標(biāo)

圖1 是污染物去除的箱線圖。箱的“兩端”分別對應(yīng)四分位數(shù)（25%和75%），箱體代表四分位差，箱內(nèi)部的“橫線”對應(yīng)中位值，箱內(nèi)部的“空心方格”對應(yīng)平均值，箱兩端的“須”為最大值與最小值，圓圈代表異常值（超過四分位差1.5 倍的離群值）。圖1a 中四分位差描述指標(biāo)的分布寬度。6 項(xiàng)去除率中，最穩(wěn)定的是NH3-N 去除率（箱體最短），其次是SS、BOD和COD 去除率，最不穩(wěn)定的是TN 和TP 去除率。由于四分位差描述的是中間數(shù)據(jù)的離散，排除了較大值和較小值，因此能夠代表正常工況的波動，反映工藝本身的性能，說明氧化溝工藝處理低濃度污水時，TN 和TP 去除率分散，重慶市24 家采用氧化溝工藝的污水廠也出現(xiàn)此規(guī)律〔12〕。但是，此種波動不屬于運(yùn)行異常工況，異常工況是離群值最多的工況，圖1a中SS 和NH3-N 離群值最多，表1 中變異系數(shù)亦提示NH3-N 和SS 異常，因此確定異常指標(biāo)為NH3-N和SS， 逐月分析發(fā)現(xiàn)出水SS 和NH3-N 分別在1月、12 月異常上升（圖1b，圖1c）。值得注意的是，雖然變異系數(shù)和四分位差都是反映離散趨勢的參數(shù)，變異系數(shù)可以提示異常工況，四分位差提示正常工況下的波動。

圖1 污染物去除率、出水SS 和NH3-N 的箱線圖

2.3 出水SS 和NH3-N 異常原因分析

出水濃度受到進(jìn)水濃度、運(yùn)行參數(shù)、環(huán)境因子等多因素影響，且影響因素之間有交互作用，通過相關(guān)性分析可以確定出水指標(biāo)的主要影響因素。經(jīng)K-S檢驗(yàn)，出水COD 和BOD 服從對數(shù)正態(tài)分布，出水TP服從正態(tài)分布，出水NH3-N、TN、SS 不是正態(tài)或?qū)?shù)正態(tài)分布。出水指標(biāo)一般服從對數(shù)正態(tài)或者正態(tài)分布〔13〕，但是各個指標(biāo)并沒有確定的分布函數(shù)〔8〕。由于NH3-N和SS 不服從正態(tài)分布，因此表3 中不采用Person 系數(shù)，而采用Spearman 系數(shù)計(jì)算相關(guān)性。

表3 出水氨氮、SS 與其他出水指標(biāo)之間的相關(guān)性（Spearman 系數(shù)）

表3 對出水SS 與其他出水指標(biāo)做了相關(guān)性分析。1 月出水SS 異常，與水溫、SVI、MLSS、COD 相關(guān)度高。（1）雖然1 月份SVI 升高（150 mL/g 上升至200 mL/g）引起出水SS 升高，但是其他月份如2 月和3月在SVI 更高（一直處于200 mL/g 左右）和溫度回升的雙重影響下，并沒有出現(xiàn)SS 異常；（2）出水SS 和COD 相關(guān)（全年只有1 月的SS 和COD 線性相關(guān)），說明出水SS 中的有機(jī)成分即菌體增多，發(fā)生了黏性膨脹，黏性膨脹時易發(fā)生出水渾濁〔14〕；（3）圖2 分析了溫度和MLSS 對出水SS 的影響。低溫會抑制污泥新陳代謝活性，但是只有降溫過程才出現(xiàn)SS 升高，升溫過程出水SS 正常（圖2a），1 月水溫從15 ℃降至5 ℃，2 月—3 月水溫從5 ℃升至15 ℃，溫度范圍相同但是出水SS 明顯不同，說明低溫不是SS 升高的先決條件，降溫才會出現(xiàn)菌體流失現(xiàn)象。MLSS 的調(diào)整過程中（從5 000 mg/L 降低至4 000 mg/L）也有污泥解絮（圖2b）。上述三方面分析發(fā)現(xiàn)，黏性膨脹、降溫、解絮引起的菌體流失是導(dǎo)致SS 升高的主要原因。

圖2 水溫和MLSS 對出水SS 的影響

表3 也對出水NH3-N 與其他水質(zhì)指標(biāo)做了相關(guān)性分析，12 月出水NH3-N 異常與水溫、SVI 相關(guān)，但相關(guān)性低，表明它們對NH3-N 的影響只在某一范圍內(nèi)發(fā)生，其結(jié)果見圖3。

圖3 SVI 和水溫對出水氨氮的影響

SVI 處于150～200 mL/g 時出水NH3-N 波動的概率是10%，SVI 處于200～250 mL/g 時出水NH3-N波動的概率是49%且波動幅度加?。▓D3a）；水溫處于10～15 ℃時出水NH3-N 劇烈波動，水溫進(jìn)一步降低至5～10 ℃出水NH3-N 反而穩(wěn)定（圖3b），結(jié)果表明NH3-N 波動不是由于低溫時硝化菌功能下降引起，而是由污泥膨脹引起。另一方面，NH3-N 去除率的降低并未引起其他污染物去除率變化。 高溫低DO 時SVI 小于100 mL/g，低溫低DO（12 月好氧區(qū)DO 1.5～2.5 mg/L，缺氧區(qū)DO 0.3 mg/L）容易刺激絲狀菌生長〔15〕，現(xiàn)場觀察發(fā)現(xiàn)沉降性能惡化，上清液稀少但清澈，絲狀菌增多，絲狀菌的網(wǎng)狀結(jié)構(gòu)能有效過濾SS〔15〕，故出水SS 不受影響。微絲菌是絲狀菌膨脹的常見類型，能夠利用長鏈脂肪酸，不能降解簡單有機(jī)碳，微絲菌膨脹使COD 去除率降低〔16〕或不影響出水COD〔17〕，本研究中絲狀菌膨脹不影響COD 去除率。從上述分析可知，10～15 ℃出現(xiàn)了絲狀菌膨脹，導(dǎo)致污泥對NH3-N 的代謝能力下降，對其他指標(biāo)無影響。

2.4 主成分分析和脫氮除磷優(yōu)化

為了找出對污水廠運(yùn)行的影響因素以便有效管理，對16 個進(jìn)出水指標(biāo)和運(yùn)行參數(shù)進(jìn)行主成分分析。主成分是一種降維的統(tǒng)計(jì)方法。根據(jù)特征值大于1，提取到5 個主成分（PC），累積方差貢獻(xiàn)率73.8%，見表4。

表4 進(jìn)出水運(yùn)行參數(shù)的因子載荷矩陣

由荷載值可知，PC1主要有進(jìn)水TN、出水TN、出水COD 和運(yùn)行參數(shù)，由于出水TN 與COD 相關(guān)（r=0.62）， 因而PC1代表脫氮；PC2代表進(jìn)水水質(zhì)；PC3代表出水氨氮；PC4代表出水TP；PC5代表出水BOD5。根據(jù)方差貢獻(xiàn)率，運(yùn)行效果依次取決于脫氮、進(jìn)水水質(zhì)、出水氨氮、出水TP、出水BOD5。

脫氮除磷受碳源影響，進(jìn)水BOD5/COD＞0.30 的累積概率為85%，可生化性良好。該廠BOD5/TN＞4的概率僅為2%，反硝化碳源嚴(yán)重不足，進(jìn)水BOD5/TN 大于4～6 才能保證反硝化碳源。BOD5/TP＞20 的概率為89%，TN/TP＞5 的概率為100%，進(jìn)水可以滿足生物除磷的要求。圖4 是進(jìn)水BOD5對脫氮除磷的影響，TP 去除率隨進(jìn)水BOD 增大而升高，而TN去除率不隨進(jìn)水BOD 變化，表明碳源被優(yōu)先用于除磷。挑選主成分PC1中荷載值較大的因子，采用逐步回歸建立了出水TN 的表達(dá)式，見式（3）。

圖4 進(jìn)水BOD5 對脫氮除磷的影響

式（3）中出水TN 和進(jìn)水TN 相關(guān)，表明系統(tǒng)對TN 的抗沖擊負(fù)荷能力差。

圖5 是MLSS、進(jìn)水TP 和DO 對除磷的影響。

出水TP 波動大， 故加大排泥，MLSS 從5 000 mg/L 降至3 000 mg/L 時，出水平均TP 質(zhì)量濃度并未明顯降低（圖5a），需注意的是，MLSS 下降過程中SS會升高（圖2b），對其他指標(biāo)無不利影響，因此MLSS的調(diào)整宜避開冬季低溫。MLSS 處于2 500～3 500 mg/L〔平均污泥負(fù)荷0.02 kgBOD5/（kgMLSS·d）〕時出水TP 和SS 的穩(wěn)定性明顯增強(qiáng)（圖5b）。TP 去除率與進(jìn)水TP 線性正相關(guān)（圖5c），該廠的低質(zhì)量濃度進(jìn)水（磷1.0～2.5 mg/L）不利于除磷。由上述分析可知，MLSS 影響除磷的穩(wěn)定性，但兩者非線性相關(guān)，故降低MLSS 不能進(jìn)一步降低出水TP；進(jìn)水P 濃度是除磷的影響因素，但其不能調(diào)控，因此只能從環(huán)境條件著手優(yōu)化除磷。該廠采用了曝氣沉砂池，DO 隨污水進(jìn)入?yún)捬醭赜绊懢哿拙姆帕?，采用減小曝氣沉砂池出水跌水高度的措施， 減少了進(jìn)入?yún)捬醭氐腄O，出水TP 降低至0.5 mg/L 以下，達(dá)到了優(yōu)化效果（圖5d）。

圖5 MLSS、進(jìn)水TP 和DO 對除磷的影響

3 總結(jié)

（1）與其他指標(biāo)相比，TP 和TN 去除率最不穩(wěn)定。進(jìn)水低碳和低磷制約了工藝的脫氮除磷效果，碳源被優(yōu)先用于除磷。冬季低溫會引發(fā)絲狀菌膨脹和黏性膨脹，絲狀菌膨脹時（SVI＞200 mL/g）出水NH3-N升高；黏性膨脹時（150＜SVI＜200 mL/g）出水SS 和COD 均升高。

（2）依據(jù)可靠性系數(shù)計(jì)算，升級改造的重點(diǎn)在于TP 和SS，出水TP、SS 年均值分別控制在0.4、3.8 mg/L才能保證達(dá)到一級A 標(biāo)準(zhǔn)。優(yōu)化TP 和SS 的措施是維持MLSS 2 500～3 500 mg/L 并檢查厭氧池的DO。

（3）相關(guān)性和主成分分析可以快速定位影響因素。全年數(shù)據(jù)的分階段分析有利于多參數(shù)影響的析因分析。變異系數(shù)揭示異常工況，四分位差揭示正常工況下指標(biāo)的波動。