污泥的厭氧消化分為水解、酸化、乙酸化、甲烷化4個階段.污泥水解酸化過程可以產(chǎn)生大量的溶解性有機(jī)物與揮發(fā)性脂肪酸，這些物質(zhì)可以為生物反硝化脫氮提供優(yōu)質(zhì)碳源.水解是污泥厭氧消化過程的限速階段，微生物(Micro-Organism)細(xì)胞壁阻礙了污泥中有機(jī)物的釋放與利用，而污泥預(yù)處理技術(shù)能夠很好地實現(xiàn)污泥溶胞.
微波輻射技術(shù)作為熱處理方式之一，具有加熱均勻、升溫速度快、易于操控、節(jié)能高效等優(yōu)點因而逐步受到重視并應(yīng)用于污泥預(yù)處理.研究表明，微波-過氧化氫-堿預(yù)處理工藝比微波其他組合工藝具有更好的污泥破壁溶胞效果，可以促進(jìn)污泥中有機(jī)物的釋放與利用.
雖然污泥破解后釋放了大量的有機(jī)物，但因其中包含的一些大分子、難降解有機(jī)物，導(dǎo)致這些物質(zhì)較難被生物脫氮除磷過程中的微生物利用.例如，有研究表明，經(jīng)過MW-H2O2-OH預(yù)處理后，污泥釋放的易生物降解COD僅占SCOD的30%，可生物降解COD僅占SCOD的47%左右，這導(dǎo)致只有一部分COD可以促使硝酸鹽氮轉(zhuǎn)化為氮?dú)?
易生物降解COD的含量是影響生物脫氮除磷(P)效果的重要因素之一.水解酸化過程可以將難生物降解的大分子物質(zhì)轉(zhuǎn)化為易生物降解的小分子物質(zhì)，小分子物質(zhì)進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為揮發(fā)性脂肪酸，從而增加溶解性有機(jī)物與易生物降解有機(jī)物的比例.同時，外加水解酶，如淀粉酶(amylase)、蛋白酶等也可以促進(jìn)污泥中的懸浮固體溶解和大分子有機(jī)物降解，強(qiáng)化污泥水解，縮短污泥水解時間，改善污泥性能.另外，本課題組前期研究表明，蛋白酶的加入對MW-H2O2-OH預(yù)處理后污泥的水解確實有促進(jìn)作用，可以縮短污泥水解時間，0、
30、60、120、180 mg ? g-1的投加量中優(yōu)化投加量為30 mg ? g-1，優(yōu)化的水解酸化時間為4 d.
響應(yīng)面分析法是一種較為常用的近似模型，通過數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)的方法進(jìn)行模型構(gòu)建、試驗設(shè)計、因素評價及參數(shù)優(yōu)化，是一種較優(yōu)越的解決多變量問題的統(tǒng)計工具，其優(yōu)越性已被眾多研究者關(guān)注并應(yīng)用于環(huán)境工程領(lǐng)域.
針對微波-過氧化氫-堿預(yù)處理后污泥中碳源可利用性偏低問題，作者前期已采用單因素法研究了水解溫度、水解酸化時間和蛋白酶投加量對于MW-H2O2-OH預(yù)處理后污泥水解酸化的影響.基于此，本研究采用響應(yīng)面分析法，選擇水解溫度、水解酸化時間和蛋白酶投加量作為自變量，以總揮發(fā)性脂肪酸濃度和溶解性COD濃度作為響應(yīng)值，通過批量試驗，進(jìn)一步優(yōu)化MW-H2O2-OH預(yù)處理后污泥的水解酸化操作條件，同時對優(yōu)化工藝條件下污泥上清液的碳源組成和可利用性進(jìn)行評估，以期為后續(xù)的污泥高效資源化利用提供科技支撐.
2 材料與方法
2.1 試驗裝置
試驗所用微波設(shè)備為自主研制的微波反應(yīng)器JWFY-1T，頻率為2450 MHz，磁控管最大輸出功率為1 kW，可進(jìn)行無級調(diào)節(jié)，最高溫度（temperature)為100 ℃.反應(yīng)器配有攪拌裝置和熱電偶溫度傳感器，可實時監(jiān)測溫度.
水解酸化試驗采用全自動甲烷潛力測試（TestMeasure)系統(tǒng)，玻璃反應(yīng)器容積為0.65 L，反應(yīng)器中放入0.4 L污泥混合液，反應(yīng)器采用水浴加熱方式方法并配有攪拌裝置，攪拌速度為80 r ? min-1.
反硝化間歇試驗采用1 L密閉玻璃反應(yīng)器，采用水浴加熱，使用磁力攪拌器以保持污泥混合液呈懸浮狀態(tài).
2.2 響應(yīng)面分析法試驗設(shè)計
根據(jù)CCD中心組合試驗設(shè)計原理，在前期單因素試驗的基礎(chǔ)上，選擇水解溫度、水解酸化時間和蛋白酶投加量作為自變量，分別用X1、X2、X3表示，以總VFA濃度和SCOD濃度作為響應(yīng)值，分別用Y1、Y2表示，進(jìn)行響應(yīng)面試驗因素水平安排，具體見表 1.由Design Expert 8.0.6，采用CCD試驗設(shè)計原理，得到3因素3水平共20個試驗點的試驗方案，并對試驗數(shù)據(jù)進(jìn)行二次多元回歸擬合.二次多元回歸方程為：
當(dāng)n=3時，則方程可轉(zhuǎn)換為：
式中，Y為響應(yīng)值;X1、X2、X3為自變量編碼值;B0為常數(shù)項;B1、B2、B3為線性系數(shù);B12、B13、B23為交叉項系數(shù);B11、B22、B33為二次項系數(shù);e為誤差. 對模型進(jìn)行方差分析，并通過模型得到基于微波-過氧化氫-堿預(yù)處理的污泥水解酸化的優(yōu)化工藝條件和最大總VFA濃度.
表1 響應(yīng)面試驗因素編碼與水平
2.3 試驗方法
試驗所用剩余污泥取自北京清河污水處理廠，取回后靜置濃縮，置于4 ℃保存.接種污泥取自北京小紅門污水處理廠，為中溫厭氧消化出泥.試驗前污泥過18目標(biāo)準(zhǔn)篩以除去大顆粒雜質(zhì).試驗采用MW-H2O2-OH預(yù)處理工藝，其操作條件如下：加入5 mol ? L-1 NaOH溶液，調(diào)節(jié)樣品pH至11，600 W微波功率輻射樣品，升溫至80 ℃，然后按m/m=0.2加入30%的過氧化氫溶液，繼續(xù)輻射升溫至100℃，結(jié)束.本試驗通過微波-過氧化氫-堿預(yù)處理達(dá)到堿性環(huán)境，以抑制產(chǎn)甲烷過程.試驗所用污泥的主要性質(zhì)見表 2.污泥經(jīng)過MW-H2O2-OH預(yù)處理后，添加100 mg ? L-1過氧化氫酶，混合完全攪拌一定時間以便將殘留過氧化氫分解完全，之后按照I/S為0.07的比例進(jìn)行接種污泥接種.之后按照響應(yīng)面法安排進(jìn)行試驗，試驗中采用的蛋白酶酶活為20萬U ? g-1.
表2 試驗所用污泥的主要性質(zhì)
2.4 反硝化間歇試驗
試驗所用污泥取自清河污水處理廠缺氧(hypoxia)池，污泥靜置后棄去上清液，再用自來水淘洗，重復(fù)幾次上述過程后放置過夜，以去除污泥中的大部分SCOD和硝酸鹽氮.反硝化間歇試驗反應(yīng)器維持20℃并向反應(yīng)器內(nèi)加入20 mg ? L-1的ATU以抑制亞硝化細(xì)菌的活性，進(jìn)而抑制硝化反應(yīng)的進(jìn)行.之后向反應(yīng)器內(nèi)加入預(yù)處理污泥上清液作為碳源物質(zhì)和硝酸鉀，使初始硝酸鹽氮濃度為25~45 mg ? L-1.試驗開始時，向反應(yīng)器內(nèi)通入氮?dú)?，保持反?yīng)器內(nèi)為厭氧狀態(tài).定時從反應(yīng)器內(nèi)取樣，取樣后立即滴加98%濃硫酸，以終止反硝化反應(yīng)，之后以8000 r ? min-1離心5 min并過0.45 μm醋酸纖維濾膜，進(jìn)行硝酸鹽氮濃度和SCOD濃度測量，并繪制反硝化曲線，最后測量污泥混合液的揮發(fā)性懸浮物濃度.
2.5 分析方法
T
S、V
S、總懸浮物、VS
S、硝酸鹽氮按照標(biāo)準(zhǔn)方法測定;pH采用pH計測定;污泥經(jīng)8000 r ? min-1離心5 min或20 min后，上清液過0.45 μm或0.22 μm醋酸纖維濾膜，濾液用來測定SCO
D、VF
A、溶解性糖類、溶解性蛋白質(zhì)、硝酸鹽氮.TCOD和SCOD采用DR2800 HACH 分光光度計測定;糖類、蛋白質(zhì)分別采用Dubois法和Lowry法測定，標(biāo)準(zhǔn)物質(zhì)分別為牛血清蛋白和D-葡萄糖;C2~C5的VFA組分采用氣相色譜進(jìn)行測量，檢測器為火焰離子化檢測器FID，色譜柱為HP-FFAP毛細(xì)管柱.為了測定VFA組分，濾液要用2 mol ? L-1 HCl調(diào)至pH 2.0以下，然后轉(zhuǎn)移到1.5 mL的氣相色譜進(jìn)樣瓶中.VFA組分通過以下轉(zhuǎn)換因子轉(zhuǎn)換成COD值：1.07 g ? g-1、1.51 g ? g-1、1.82 g ? g-1、2.04 g ? g-1.總VFA的含量按照各VFA組分的加和計算得出.在厭氧條件下，污泥溶出的有機(jī)物主要包括蛋白質(zhì)、糖類、VFA和脂類等，其中脂類含量較小，所以不進(jìn)行單獨(dú)測定.根據(jù)文獻(xiàn)報道，1g蛋白質(zhì)x)相當(dāng)于1.5 g COD，1 g糖類相當(dāng)于1.07 g COD.三維熒光光譜的測定采用日本HITACHI F-7000型熒光光度計進(jìn)行.激發(fā)波長λEx范圍為200~400 nm，發(fā)射掃描波長λEm范圍為220~550 nm，掃描間隔均為5 nm，狹縫寬度均為5 nm，掃描速度為12000 nm ? min-1，三維熒光測定后用Origin軟件進(jìn)行圖像處理.所有樣品均測量2~3次，取平均值并給出標(biāo)準(zhǔn)偏差.
3 結(jié)果與討論
3.1 基于響應(yīng)面分析法的污泥水解酸化條件優(yōu)化
CCD響應(yīng)面試驗方案和結(jié)果如表 3所示.經(jīng)二次多元回歸擬合和方差分析后，得到各單因素(factor)、交互項及平方項對總VFA濃度的影響情況，相應(yīng)的回歸方程為：
式中，X1、X2、X3分別為水解溫度、水解酸化時間和蛋白酶投加量的編碼值，Y1為總VFA濃度.
表3 響應(yīng)面試驗方案及結(jié)果
模型的方差分析見表 4.F值是回歸均方差和實際誤差的均方差的比值，F(xiàn)值與p值反映了模型中的每個控制因素的顯著性影響，F(xiàn)值越大、p值越小，則相關(guān)性越顯著.由表 4可知，模型的F值為38.77，p值<0.0001，表明模型極顯著，在整個被研究的回歸區(qū)域內(nèi)擬合較好.回歸方程的決定系數(shù)R2=0.9721，說明模型可以解釋97.21%的試驗響應(yīng)值總VFA濃度的變化，校正決定系數(shù)adj-R2為0.9471，與R2比較接近，模型擬合度高.變異系數(shù)CV能反映試驗的可信度和精確度，試驗所得CV為3.74%<10%，表明模型具有較高的可信度和精確度.信噪比是有效信號和噪聲的比值，可以反映模型的精密度，本試驗信噪比為17.083>4，視為合理.失擬項的p值為0.2028>0.05，差異不顯著，試驗誤差小.綜上所述，該模型可以很好地用于微波-過氧(Oxygen)化氫-堿預(yù)處理污泥的水解酸化過程中總VFA濃度的分析與預(yù)測.
表4 回歸方程的方差分析
模型中各因素的顯著性分析結(jié)果表明，X2對總VFA濃度的線性效應(yīng)極顯著，X1對總VFA濃度的線性效應(yīng)顯著;X12、X22、X32對總VFA濃度的曲面效應(yīng)極顯著.
根據(jù)所得的回歸方程，利用Design Expert 8.0.6分析，得到不同因子間的響應(yīng)曲面圖及等高線圖.從圖 1中可以看出，水解溫度、水解酸化時間、蛋白酶投加量3個因素和總VFA濃度Y1呈現(xiàn)拋物線關(guān)系，3個響應(yīng)曲面圖均為開口向下的凸形曲面，且在所選區(qū)間范圍(fàn wéi)內(nèi)，響應(yīng)曲面存在最高點.隨著水解酸化時間的增加，總VFA濃度逐漸升高，當(dāng)水解酸化時間繼續(xù)增加時，總VFA濃度趨于穩(wěn)定或略有降低;隨著水解溫度的提高，總VFA濃度先增加后降低;隨著蛋白酶投加量的增加，總VFA濃度先小幅增加后小幅降低.總VFA濃度的升高或是降低，主要取決于總VFA的產(chǎn)生速率和消耗速率.如果產(chǎn)生速率大于消耗速率，則表現(xiàn)為總VFA濃度的升高，反之，則為總VFA濃度的下降.而總VFA濃度的降低主要來自于厭氧發(fā)酵產(chǎn)生CH4、CO2等進(jìn)入氣相.在不考慮水解酸化之后的產(chǎn)甲烷時，水解酸化時間越長，水解物質(zhì)和水解酸化特殊結(jié)構(gòu)：莢膜、鞭毛、菌毛接觸的時間越長，水解產(chǎn)酸效果越好.研究表明，水解酸化過程中存在最佳的水解酸化時間，當(dāng)水解酸化時間進(jìn)一步延長時，產(chǎn)酸量降低.大部分的研究表明，升高溫度有利于厭氧過程中有機(jī)物的溶解和有機(jī)酸的生成.McIntosh等研究了55 ℃下初沉污泥水解產(chǎn)酸的情況，發(fā)現(xiàn)水解酸化最大的產(chǎn)酸量為0.106 mg ? mg-1計)，說明高溫下厭氧水解酸化可得到較大的產(chǎn)酸量.Xiong等的研究表明，相對于40 ℃和60 ℃時，濃縮污泥在50 ℃條件下的VFA產(chǎn)量更高，與本研究一致.趙慶良等研究污泥在高溫條件下水解酸化時發(fā)現(xiàn)，VSS含量為25~30 g ? L-1的高濃度污泥在55 ℃下產(chǎn)生的VFA為108 mg ? g-1，高于65 ℃及75 ℃下的VFA產(chǎn)量，與本研究一致.雖然水解酸化細(xì)菌對于溫度具有很強(qiáng)的適應(yīng)性，但溫度過高，水解酸化細(xì)菌的活性也會受到抑制，從而降低產(chǎn)酸效率與產(chǎn)酸量.由表 4可知，投加蛋白酶對總VFA濃度的線性效應(yīng)不顯著，結(jié)果也表明在所研究的范圍內(nèi)，隨著蛋白酶投加量的增加，總VFA濃度變化較小.但投加蛋白酶和不投加蛋白酶是否對總VFA濃度存在影響，我們將在下文的驗證試驗中闡述.
圖1 不同因素對總VFA濃度影響的響應(yīng)曲面圖和等高線圖
同樣地，經(jīng)二次多元回歸擬合和方差分析后，得到各單因素、交互項及平方項對SCOD濃度的影響情況，相應(yīng)的回歸方程為：
式中，X1、X2、X3分別為水解溫度（temperature)、水解酸化時間和蛋白酶投加量的編碼值，Y2為SCOD濃度.
模型的方差分析見表 5.由表 5可知，模型的F值為20.60，p值<0.0001，表明模型極顯著，在整個被研究的回歸區(qū)域內(nèi)擬合較好.回歸方程的決定系數(shù)R2=0.9488，說明模型可以解釋94.88%的試驗響應(yīng)值SCOD濃度的變化，校正決定系數(shù)adj-R2為0.9028，與R2比較接近，模型擬合度較高.試驗所得CV為1.78%<10%，表明模型具有較高的可信度和精確度.本試驗信噪比為18.095>4，視為合理.綜上所述，該模型可以很好地用于微波-過氧化氫-堿預(yù)處理后污泥水解酸化過程中SCOD的分析與預(yù)測.顯著性分析結(jié)果表明，X1、X2、X3對SCOD濃度的線性效應(yīng)極顯著，X32對SCOD濃度的曲面效應(yīng)顯著.
表5 回歸方程的方差分析
根據(jù)所得的回歸方程，利用Design Expert 8.0.6分析，得到不同因子間的響應(yīng)曲面圖及等高線圖.從圖 2中可以看出，隨著水解酸化時間的增加，SCOD的濃度逐漸降低;隨著水解溫度的提高，SCOD的濃度逐漸增加;隨著蛋白酶投加量的增加，SCOD濃度逐漸增加.SCOD濃度的升高或是降低，主要取決于SCOD的產(chǎn)生速率和消耗速率.如果產(chǎn)生速率大于消耗速率，則表現(xiàn)為SCOD濃度的升高，反之，則為SCOD濃度的下降.SCOD的產(chǎn)生主要來自于在污泥水解作用下，固相有機(jī)物，如蛋白質(zhì)、糖類和脂肪等逐漸釋放，由固相轉(zhuǎn)移到液相，而SCOD的消耗來自于有機(jī)物厭氧發(fā)酵產(chǎn)生CH4、CO2等進(jìn)入氣相，少量揮發(fā)性有機(jī)物及氨等還原性氣體揮發(fā)進(jìn)入氣相等，前者為主要原因.水解程度的變化可以表示為SCOD濃度的變化.因此，第2 d開始污泥的水解作用減弱并產(chǎn)生CH4、CO2等，消耗了SCOD，導(dǎo)致(cause)SCOD濃度逐步下降.水解溫度是水解過程重要的影響因素之一.它可以通過影響微生物的代謝活動和生長速率，進(jìn)而影響微生物的生長動力學(xué).Song等研究中溫及高溫污泥水解酸化時發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)生的SCOD在中溫與高溫條件下分別為2555和5240 mg ? L-1，VFA產(chǎn)量同樣是高溫優(yōu)于低溫.高溫可以提高生化反應(yīng)速率，提高微生物的生長速率，同時，適當(dāng)?shù)母邷乜梢源偈辜?xì)胞壁破解，蛋白質(zhì)水解，釋放胞內(nèi)物質(zhì)，進(jìn)而提高污泥水解效率，因此，隨著水解溫度的提高，SCOD的濃度逐漸增加.蛋白酶的投加可以促進(jìn)污泥中的懸浮固體溶解和大分子有機(jī)物降解，強(qiáng)化污泥水解，同時蛋白酶本身是蛋白質(zhì)，也可以通過水解作用貢獻(xiàn)一部分SCOD，所以隨著蛋白酶投加量的增加，SCOD濃度逐漸增加.
圖2 不同因素對SCOD濃度影響(influence)的響應(yīng)曲面圖和等高線圖
通過對回歸方程的求解，達(dá)到最大總VFA濃度的工藝條件一為：水解溫度52.92 ℃，水解酸化時間5.09 d，蛋白酶投加量為31.23 mg ? g-1.在此條件下，得到的最大總VFA濃度為7816.39 mg ? L-1，此時SCOD濃度為11544.3 mg ? L-1.但當(dāng)限定水解酸化時間為2~4 d時，此時達(dá)到最大總VFA濃度的工藝條件二為：水解溫度53.13 ℃，水解酸化時間4 d，蛋白酶投加量為30.14 mg ? g-1.在此條件下，得到的最大總VFA濃度為7631.7 mg ? L-1，為工藝條件一時的97.64%，此時SCOD濃度為11788.9 mg ? L-1.由于水解酸化時間的延長，將增加工程實踐中反應(yīng)器的體積，增加占地和成本.同時通過前文分析(Analyse)可知，隨著水解酸化時間的延長，SCOD的濃度緩慢降低，即可利用的碳源在逐漸減少.因此，優(yōu)化的工藝條件為：水解溫度53.13 ℃、水解酸化時間4
D、蛋白酶投加量30.14 mg ? g-1.通過3組平行試驗驗證，總VFA濃度分別為7599.07、7829.79、7844.14 mg ? L-1，相對誤差分別為-0.43%、2.60%、2.78%，SCOD濃度分別為11460、11760、11820 mg ? L-1，相對誤差分別為-2.79%、-0.25%、0.26%，說明所得模型對總VFA濃度的條件優(yōu)化和預(yù)測及SCOD的預(yù)測較為準(zhǔn)確可靠.
由表 4可知，投加蛋白酶對總VFA濃度的線性效應(yīng)不顯著.在水解溫度53.13 ℃、水解酸化時間4
D、不投加蛋白酶的條件下，3組平行試驗的總VFA的濃度分別為5692.15、5735.01、5778.62 mg ? L-1，平均為5735.26 mg ? L-1，比優(yōu)化工藝條件下3組平行試驗的總VFA濃度平均值減少了26.07%，對應(yīng)的SCOD濃度平均值比優(yōu)化工藝條件下3組平行試驗的SCOD濃度平均值減少了22.35%.說明雖然投加蛋白酶對總VFA濃度的線性效應(yīng)不顯著，但投加蛋白酶確實可以增加總VFA濃度和SCOD濃度.
3.2 碳源組成及碳源可利用性評估
如圖 3所示，在碳源組成方面，優(yōu)化工藝條件下SCOD占TCOD的44.56%，總VFA占SCOD的66.42%，溶合性蛋白質(zhì)占SCOD的19.34%，溶解性糖類占SCOD的6.89%，其他類物質(zhì)占SCOD的7.35%.在VFA組成方面，乙酸占總VFA的35.11%，丙酸占總VFA的16.90%，異丁酸占總VFA的7.15%，正丁酸占總VFA的19.94%，異戊酸占總VFA的20.14%，正戊酸占總VFA的0.76%.碳源以總VFA為主，其中，VFA以乙酸、異戊酸、正丁酸、丙酸為主.
圖3 優(yōu)化工藝條件下污泥上清液的碳(C)源組成及VFA組成
為了更深入地研究碳源有機(jī)物，對優(yōu)化工藝條件下污泥上清液進(jìn)行了三維熒光測定.由圖 4可見，在污泥上清液三維熒光光譜中具有3個明顯的熒光峰.其中峰A，λEx/λEm為275 nm/305 nm，熒光強(qiáng)度為417.9;峰B，λEx/λEm為275 nm/330~340 nm，熒光強(qiáng)度為411;峰C，λEx/
