基于數理統計和數值分析的污水處理廠處理效果評估方法

程 俊,何 帥,楊 濤

(1.中國市政工程中南設計研究總院有限公司,湖北武漢 430010;2.武漢市政工程設計研究院有限責任公司,湖北武漢 430023)

隨著社會的不斷發展,生產結構、人口規模、用水習慣以及環保要求均發生了較大變化,因此,污水處理工作的重要性日益突出。污水處理廠是污水處理工作的主要承擔者,對其處理效果進行客觀、科學地評估,不僅可以為其自身的運行維護提供理論支撐,還可以為城市的發展規劃提供決策依據。目前,污水處理廠處理效果的評估主要采用比較法和保證率法:前者將實際出水水質與設計出水水質作對比,實際值不高于設計值即為合格;后者在前者的基礎上引入保證率(也稱保障率)概念,通過樣本統計分析實際出水水質達到特定值的累積頻率。比較法操作簡單、結果直觀,但不能全面、定量評估污水處理的達標可靠度。保證率法對實際出水水質的波動范圍進行了細化,可用于初步研判各指標的達標難度,如孫迎雪等[1]采用達標保證率對昆明市7座污水處理廠的出水水質進行了評價。但是,這兩種方法均不能對多個目標水廠、多個考核指標進行平行分析,且不能對發展趨勢進行定量預測。

數理統計以隨機現象的觀察、試驗資料為出發點,以概率論為理論基礎,對隨機現象進行研究并對其發展作出合理預測。例如,燈具廠對某日的產品進行抽檢,事先并不知道該日所生產燈具的使用壽命、合格率等,事后方可了解抽檢對象的基本情況,并可以據此推測整批燈具的總體情況。雖然數理統計的計算量大,但是隨著計算機技術的推廣,其在管理科學、工程技術等領域的應用越來越廣泛,如利用數理統計的基本方法檢驗和控制工程質量[2-3]。在污水處理領域,數理統計具有良好的應用基礎——具有大量的、系統的觀測數據,如Oliveira等[4]采用數理統計對巴西166座污水廠的6種處理工藝進行了對比分析。劉成軍等[5]和仇付國等[6]的研究表明,污水廠進出水水質的變化特征服從或近似服從正態分布規律。王卿卿[7]則基于實測進水水質的統計分析,采用正態分布函數對污水廠設計進水水質進行了推算。但是,數理統計在國內污水處理效果評估領域的系統應用較少,因此,本文擬對基于數理統計和數值分析的污水處理廠處理效果評估方法進行研究。

1 評估指標和評估方法

市政污水的主要特征性質可分為物理性質、化學性質和生物性質3類,表征指標可分為物理性指標(如SS)、化學性指標(如碳、氮、磷濃度)和生物性指標(如大腸菌群數)3類。根據國家標準《城鎮污水處理廠污染物排放標準》(GB 18918—2002),污染物控制項目分為基本控制項目和選擇控制項目兩類。其中,基本控制項目必須執行,共計19項;選擇控制項目由監管部門決定執行,共計43項。根據排放標準的要求和各地通常做法,污水廠常規檢測指標至少有CODCr、BOD5、SS、TN、氨氮、TP、糞大腸菌群數7項,國內常用排放標準的對應限值如表1所示[8]。結合工程實踐,為了確保評估工作的可操作性,本研究選取CODCr、BOD5、SS、TN、氨氮和TP 6項指標。同時,結合行業通常做法,比較法的特征值選用最小值、最大值和平均值,保證率法的特征值選用50%、85%、90%、95% 4檔保證率的統計值。為便于不同評估方法之間的對比分析,數理統計法的特征值選用數學期望、標準差和置信區間(除特殊說明外,本研究取α=0.1)。此外,雖然標準差可以表征樣本的波動幅度,但是由于各指標的基準值不同,標準差無法反映波動幅度相對于基準值的大小,因此,數理統計評估法的特征值補入變異系數。變異系數等于標準差與數學期望的比值,值越大說明樣本的波動越厲害、穩定性越差。

表1 國內常用排放標準常規檢測指標限值

2 處理效果評估

2.1 案例概況

為了更好闡述數理統計法在污水處理廠處理效果評估中的應用,本文選取S、L、Z 3座污水處理廠進行案例演示:S廠位于武漢市副中心城區,設計規模為8萬m3/d,總變化系數為1.3;L廠位于武漢市中心城區,設計規模為10萬m3/d,總變化系數為1.3;Z廠位于鐘祥市區,設計規模為7.5萬m3/d,總變化系數為1.4。3座污水處理廠出水水質均執行GB 18918—2002一級A標準,設計進出水水質如表2所示。統計樣本采用各廠2018年—2020年的運行臺賬(實測值變化范圍如表2所示),樣本數據對應每日均值。其中,Z廠進水SS最大值異常,持續時間約為5 d,根據核查,分析原因為廠區擴建工程不文明施工。

表2 污水廠設計進出水水質

2.2 方法分析

以S污水處理廠日處理水量為例,比較法、保證率法和數理統計法評估結果分別如圖1、圖2和圖3所示,特征值如表3所示。由圖1可知,日處理水量在5.2萬m3/d上下波動,大部分位于4.0萬～6.5萬m3/d,樣本最大變化區間為2.2萬～8.3萬m3/d。由圖2可知,保證率越大特征值越大,50%、85%、90%、95%保證率統計值分別為52 391、60 080、61 391、65 440 m3/d。由圖3可知,日處理水量基本呈正態分布,期望值為52 309 m3/d,置信區間為(38 478,65 556) m3/d。由表3可知,比較法只能提供樣本的平均值和極值區間,但無法提供主要變化區間;保證率法無法直接提供樣本的變化區間;數理統計法能夠提供樣本的平均值和主要變化區間,比比較法的極值區間更有工程意義。另外,比較法的平均值、數理統計法的期望值與保證率法的50%保證率統計值相近,保證率法的95%保證率統計值與數理統計法的置信區間上限相近。

圖1 日處理水量變化

圖2 日處理量累積頻率

圖3 日處理水量頻數分布直方圖

表3 S污水處理廠日處理水量對比統計

結果顯示,數理統計法能夠全面反映污水處理廠處理效果的總體情況,由期望值可以看出處理效果的基本情況,由標準差和變異系數可以看出處理效果的穩定性,由置信區間可以看出污水廠大多數情況下的運行狀態。比較法與保證率法的特征值(平均值除外)均為統計樣本中的某一原值,而數理統計法的所有特征值均為基于樣本統計的計算值。另外,數理統計法通過把散點數據轉換成正態分布去擬合樣本的概率密度函數,然后通過求解概率密度函數去計算評估對象達到或超過某一數值的概率。由此可見,數理統計評估法的理論基礎更加先進,評估結果更加精確且可用于對評估對象的發展趨勢做定量預測。

2.3 結果展示

各污水處理廠基于數理統計法的污水處理效果評估結果如表4所示。

表4 3座污水廠處理效果統計分析

S、L和Z 3座污水廠的日處理水量CV分別為15.9%、10.9%和10.7%,說明L污水廠和Z污水廠水量波動程度相近,而S污水廠水量波動程度較L污水廠和Z污水廠大。以S污水廠為例,出水CODCr、BOD5、TN、氨氮、SS、TP的CV分別為29.9%、23.8%、26.8%、174.4%、16.1%、13.8%,說明S污水廠6項指標的達標穩定性從小到大依次為氨氮、CODCr、TN、BOD5、SS、TP。以CODCr為例,S、L、Z 3座污水廠出水CODCr的CV分別為29.9%、30.3%和27.7%,說明3座污水廠CODCr指標的達標穩定性從小到大依次為L、S、Z。其他指標以此類推。S、L和Z 3座污水廠的進水指標平均CV分別為20.7%、30.1%和82.9%,出水指標平均CV分別為47.5%、53.3%和45.4%,說明其進水水質波動程度由小到大依次為S、L、Z,出水水質穩定性由小到大依次為L、S、Z。

3 其他應用

3.1 優化設計與調度

以S污水處理廠為例,其改造工程要求出水水質在GB 18918—2002一級A標準的基礎上,CODCr、BOD5、氨氮、TP提升到GB 3838—2002的Ⅲ類水標準,同時TN質量濃度達到6 mg/L。

由表4可知,該廠現狀處理效果可穩定達到GB 18918—2002一級A標準,但無法穩定達到新出水標準。根據計算,現狀出水CODCr、BOD5、TN、氨氮和TP超過新標準的概率分別為52.4%、71.5%、78.6%、16.0%和100%?？梢?在現狀進水條件下,BOD5、TN和TP出水濃度超過新標準的風險很高,CODCr出水濃度超過新標準的風險較高,氨氮出水濃度超過新標準的風險較低。鑒于BOD5和氨氮相對較易處理并考慮進水水質的變化——現狀進水水質尚未達到設計進水水質,改造工程在強化現狀處理設施的基礎上增加CODCr、TN、TP深度處理單元,分別采用臭氧催化氧化工藝、反硝化深床濾池工藝和溶氣氣浮工藝。

另外,由表4可知,現狀出水CODCr質量濃度基本不超過30.3 mg/L,遠低于一級A標準的50 mg/L限值。因此,臭氧催化氧化工藝按34%去除率設計、按60%去除率校核。綜合考慮現狀水質、水量的總體情況和臭氧工藝的運行成本,臭氧催化氧化池分4組并聯運行且在前端設置超越管,臭氧制備系統采用4臺發生器,實際運行組數、臺數和制備濃度可根據實際需求調整。改造后工藝流程如圖4所示。

圖4 S污水廠改造后工藝流程

另外,由表3可知,該廠日處理水量的期望值為52 309 m3/d,置信區間為(38 478,65 556) m3/d。那么,改造工程中污水提升設施采用“大泵+小泵”的組合方案(圖5)。大泵采用4臺1 100 m3/h的變頻泵,小泵采用2臺800 m3/h的變頻泵,調度方案如下:低負荷工況下只運行2臺小泵,2臺大泵備用;常態工況下只運行2臺大泵,2臺小泵備用;高負荷工況下運行2臺大泵和1臺小泵,另外1臺小泵備用;其他工況通過改變水泵組合和變頻控制適應。

注:圖中數值單位為mm。

3.2 超標風險分析

以Z污水處理廠為例,工藝流程如圖6所示。由表4可知,該廠出水TN的置信區間為(6.5,14.2) mg/L,存在超標風險。另外,根據污水廠運管單位反饋,出水TN確實存在超標情況。為分析出水TN偏高的原因,2021年1月—3月運管單位對該廠一、二期工程的生化系統進行了對比監測。生化系統出水水樣取自二沉池出水井,水廠總出水水樣取自巴氏計量槽。

圖6 Z污水處理廠工藝流程

TN和氨氮的去除效果如圖7所示。由圖7(a)可知,監測期間曾發生出水TN超標事件,總出水TN質量濃度最大達到17 mg/L左右(2021年2月25日),總出水TN的置信區間為(9.1,15.8) mg/L,超標概率為10.4%;一期生化系統出水TN均值為14.4 mg/L,CV為16.4%,置信區間為(10.5,18.2) mg/L,超標概率為39.5%;二期生化系統出水TN均值為11.4 mg/L,CV為24.5%,置信區間為(6.8,15.9) mg/L,超標概率為9.6%。雖然二期生化系統的穩定性較一期的差,但其總體水平較一期的好,可見一期工程的脫氮效果對水廠總體脫氮效果的影響較大。由圖7(b)可知,監測期間兩期生化系統的氨氮處理效果均較好,超標概率都幾乎為0;總體來看,一期生化系統的出水氨氮濃度較二期的高、穩定性較二期的差。

圖7 (a)TN和(b)氨氮去除效果對比

根據生物脫氮理論和上述分析可知,兩期生化系統的硝化過程均較為充分,出水TN超標可能由反硝化過程不充分導致,且一期生化系統的影響大于二期生化系統。以2021年2月25日出水TN超標事件為例,總出水TN質量濃度為16.82 mg/L,一期生化系統出水TN為17.56 mg/L,二期生化系統出水TN為12.54 mg/L,與上述結論一致。

4 結論

目前,國內污水處理效果評估領域常用的方法為比較法和保證率法。但是,這兩種方法的特征值(平均值除外)均為統計樣本中的某一個原值,這就決定了它們無法脫離樣本,更不能對發展趨勢進行預測分析。本研究根據概率論的基本原理提出了基于數理統計的評估方法,并和比較法、保證率法進行了對比分析?；跀道斫y計和數值分析的評估方法依托大量的樣本統計資料,能夠全面反映污水處理效果的總體情況,能夠對同一水廠的不同指標乃至不同水廠的相同指標進行平行分析,還能夠定量預測處理效果的發展趨勢。此外,該方法還可以用于污水處理廠的優化設計和調度,提高設計成果的針對性和合理性,可以用于出水水質的超標風險分析,提高分析成果的科學性。