響應面法可綜合表示回歸擬合因素及實驗結果之間的函數關系，與單因素法及正交實驗法相比，可反映不同影響因素間的交互作用，優化工藝設計參數，得到整個區域的響應值最優點。本研究以初始pH、鐵投加量、鐵碳質量比及反應時間為變量，構建響應面模型，優化鐵碳微電解處理印染廢水的工藝條件，分析鐵碳微電解工藝處理前后實際印染廢水的生物毒性變化，為污染物排放控制提供科學依據。
一、材料與方法
1.1預處理實驗
(1)鑄鐵屑預處理：由于鑄鐵屑表面有氧化膜及油漬等雜質，直接使用會影響鐵碳微電解工藝處理效果，因此需進行活化預處理。將直徑為0.050～0.074mm鑄鐵屑在20%NaOH溶液中浸泡2h，去除表面油污并沖洗至中性，再經10%HCl溶液浸泡2h，去除表面氧化物及增強還原性，沖洗至中性烘干備用。
(2)活性炭預處理：將直徑為1.5mm焦油活性炭10kg置于印染廢水中浸泡，使其達到吸附飽和的狀態，每隔12h換一次廢水并測定其COD，減小吸附作用對該工藝COD去除效果的誤差影響，待COD保持不變時，取出烘干備用。
將預處理后的鑄鐵屑及活性炭密閉貯存，進行后續鐵碳微電解工藝的實驗。
(3)調節反應器出水pH為9，出水靜置沉淀后取上層清液，測定大腸桿菌的乳酸脫氫酶(LDH)釋放量、ROS產生水平及生長曲線，評價鐵碳微電解工藝進出水生物毒性的變化。用于毒性分析的微生物選用大腸桿菌，革蘭氏陰性異養兼性厭氧型無芽孢短桿菌，最適生長溫度37℃，培養基采用LB培養基。利用大腸桿菌檢測進水組、出水組及對照組的生物毒性變化，對照組采用正常LB培養基，每組各設3個平行樣，實驗結果取各組平均值。
1.2實驗用水
實驗用水取自吉林市某毛紡廠，其主要經營的產品有毛呢、精紡呢絨、毛線等。印染廢水取自該廠漂洗車間，主要對毛紡織物進行退漿、漂洗及整理等操作，其水質指標見表1。
1.3實驗裝置
鐵碳微電解反應器主體采用有機玻璃制成，有效容積為20L，高1200mm，內徑150mm，壁厚2mm。其頂部設出水溢流槽，底部設鐵碳填料承托層。將鑄鐵屑與活性炭置于鐵碳微電解反應器中機械混合(攪拌150r/min)，再由水泵將實際印染廢水從反應器底部進入鐵碳填料層，進行鐵碳微電解反應。鐵碳微電解工藝流程見圖1。
鐵碳微電解反應器的運行周期為24h，剩余活性炭經熱再生法處理后，進行鐵碳微電解工藝實驗，通過測定出水中COD等指標的變化發現，與新生活性炭相比，其對各項指標去除率的變化均在3%以內，因此活性炭可反復利用，同時反應后的鑄鐵屑以鐵泥形式排出。
1.4響應面實驗設計
初始pH、鐵投加量、鐵碳質量比及反應時間等對COD去除率的作用如圖2所示。
在前期單因素實驗的基礎上，選擇中心點及各因素的高低水平，即設定初始pH為4、鐵投加量為80g/L、鐵碳質量比為0.8及反應時間為90min，通過Design-Expert軟件對其影響因子進行取值編碼，中心點分別用−1、0及1表示低、中及高水平，系統研究各因素間交互作用。以COD去除率為響應值，采用Box-Behnken模型整體研究各因素及響應值之間的關系，并進行回歸擬合，建立鐵碳微電解法處理實際印染廢水的工藝數學模型。響應面實驗因素及水平設計見表2。
1.5分析項目與檢測方法
pH采用pH計(pHSJ-3F型，上海儀電科學儀器有限公司)測定。COD、OD600采用紫外可見智能型多參數水質測定儀(LH-3BA型，蘭州連華環?？萍加邢薰?測定。LDH采用酶標儀(MultiskanFC型，ThermoFisherScientific公司)測定?；钚匝跷镔|(ROS)采用熒光分光光度計(RF-5301PC型，日本島津公司)測定。
二、結果分析與討論
2.1響應面法
2.1.1響應面實驗設計結果
采用Box-Behnken設計29個實驗點，根據表2各組實驗參數進行鐵碳微電解工藝降解印染廢水實驗，響應面實驗組次設計結果如表3所示。
2.1.2方差分析及顯著性檢驗
對表3實驗結果進行方差分析，采用二次多項式擬合檢驗模型顯著性，檢驗結果與F值呈正相關，與P值呈負相關(P≤0.01為極顯著，P≤0.05為顯著，P>0.05為不顯著)。表4為COD去除率模型方差分析。
由表4可知，本模型顯著性檢驗結果為：F=19.12及P<0.0001，說明該模型具有統計學意義。失擬項表示模型與實驗的擬合程度，本模型失擬項值為0.1004>0.05(不顯著)，模型與實驗差異較小，可采用該回歸方程進行分析。AdjR-Squared表明響應值的90.06%來自于所選因素，可較好地描述各因素與響應值間的關系。C.V.%值與實驗精確度呈反比，由于該值較低，因此實驗可靠性高。AdeqPrecision為14.761(>4)，表明該模型可用于精確預測。初始pH、鐵投加量及反應時間對COD去除率的影響顯著，同時根據F檢驗可知，影響程度的大小順序為：反應時間>初始pH>鐵投加量>鐵碳質量比，同時鐵投加量與反應時間存在極顯著交互作用。
COD去除率實測值與預測值的對比如圖3所示。模型預測值與實測值的線性擬合相關系數達0.9503，因此二次回歸模型對COD去除率的實測值與預測值間有良好相關性，這表明采用二次回歸模型預測鐵碳微電解法處理印染廢水的COD去除效率可行。
由圖3可得，回歸模型的實測值及預測值的殘差正態概率基本分布于直線附近，這說明實驗值及預測值差值較小。
根據響應面模型分析實驗，COD去除率的二次響應面方程為式(1)。
式中，Y為COD去除率。A為初始pH。B為鐵投加量。C為鐵碳質量比。D為反應時間。
2.1.3因素相互作用
由圖4可知，在設計范圍內，攝動圖中各影響因子均為負影響，即響應值隨自變量升高而減小，呈負相關。初始pH、鐵投加量、鐵碳質量比和反應時間的一次項系數分別為−1.09、0.69、0.51及−1.51，因此，各因素作用大小排序為：反應時間>初始pH>鐵投加量>鐵碳質量比。
2.1.4交互作用的響應曲面圖
根據二次回歸模型得響應面三維圖，分析初始pH、鐵投加量、鐵碳質量比及反應時間等因素及因素間交互作用對COD去除率影響，結果如圖5所示。
在初始pH為3.53、鐵投加量為83.92g/L、鐵碳質量比為0.82、反應時間為78.48min的條件下，實際COD去除率為75.48%，預測COD去除率為75.25%(實際值與預測值相差0.23%<2%)。因此，鐵碳微電解工藝處理印染廢水的數學模型對工藝條件優化和COD去除率預測具有良好的可靠性。
2.2生物毒性檢測
實際印染廢水成分復雜、毒性大，為了研究印染廢水處理前后的生物毒性變化，減少排放廢水對環境的影響，應進行生物毒性分析。生物毒性檢測是反映水體污染程度及評價水處理技術有效性的重要手段。通過分析有毒物質對細菌的生物轉運及轉化的影響可反映食物鏈中物質、能量的傳遞及生物群落的變化。由于細菌具有生長繁殖快、對環境條件變化敏感及生長條件簡單等特點，因此可用于進行生物毒性研究。大腸桿菌作為常見的細菌，可通過大腸桿菌的LDH釋放量、ROS產生水平及生長曲線等，研究印染廢水處理前后的生物毒性變化。
2.2.1LDH釋放量
LDH又稱NAD+氧化酶，存在于細胞質內，是參與丙酮酸和乳酸相互轉化即糖酵解最后一步的催化酶，隨細胞受損釋放至細胞外，因此胞外LDH是檢測細胞受損程度的一種標志性蛋白，與細胞破損率呈正比。利用煙酞胺腺嘌呤二核苷酸NAD+/NADH作輔酶，LDH的每一個亞基分別結合一個底物分子及一個輔酶分子，通過可逆催化氧化去質子化乳酸，生成去質子化丙酮酸及H+，同時NAD+與底物的一個H+及兩個e−結合轉化為NADH。反應方程式如下：
將超純水組作為對照組，分別接種等量的大腸桿菌，檢測對照組、進水組及出水組培養基中LDH釋放量的變化，結果如圖6所示。與進水組相比，出水組中LDH釋放量由對照組的2.13倍下降至1.64倍。進水組培養基中LDH釋放量最多，這說明進水中某些有毒污染物會導致細胞膜損傷及通透性增加。出水組培養基中LDH釋放量下降明顯，說明有毒污染物在一定程度上得到降解，細胞破損率降低。
2.2.2ROS產生水平
ROS是大腸桿菌體內與氧代謝相關的含氧自由基、易形成自由基的過氧化物及不以自由基形式存在的高活性中間產物等的總稱。在有毒有害的廢水中，細胞內的ROS升高，高濃度的ROS是細胞產生氧化應激的潛在原因之一，若在生物體內大量積累則會造成氧化損傷。損傷位置主要包括以下3個。
(1)生物膜脂質。細胞膜磷脂的主要成分是多聚不飽和脂肪酸，ROS對其有較高親和力和攻擊力，導致細胞膜的結構功能發生改變，影響膜的流動性及膜蛋白的活性。
(2)蛋白質。ROS可與巰基及色氨酸殘基結合發生氧化反應，使多肽鏈交聯、聚合或斷裂，造成蛋白質的構象或活性位點改變，使其功能受損。
(3)核酸。DNA雙螺旋外側的嘌呤和嘧啶受到ROS攻擊，導致堿基被修飾、氫鍵或單雙鏈斷裂，使核酸出現永久性破壞。
當細胞內有ROS類物質存在時，不具有熒光特性的H2DCF會被氧化成具有熒光特性的DCF，且DCF的熒光強度隨ROS含量升高而增大。在有毒有害的廢水中，細胞內ROS水平會升高。因此，通過測定DCF的熒光強度可推測細胞內ROS的含量。對照組、進水組及出水組培養基中ROS產生水平見圖7。由圖7可知，與進水組相比，出水組中ROS產生水平由對照組的19.26倍下降至對照組的4.81倍。進水組培養基中ROS產生水平最高，出水組培養基中ROS產生水平下降，說明鐵碳微電解工藝去除了部分有毒污染物，降低了大腸桿菌的氧化損傷、衰老及死亡率。鐵碳微電解工藝產生ROS的機理如式(2)～式(6)。
2.2.3大腸桿菌生長曲線
利用大腸桿菌培養液中細菌的吸光性，在600nm波長處測定吸光度值，由于細菌菌體密度與OD600在一定范圍內存在線性關系，可根據OD600與時間關系推測培養液濃度，估計細菌生長情況。
大腸桿菌在對照組、進水組及出水組中的生長曲線，如圖8所示。有毒污染物可抑制大腸桿菌生長，對照體系的遲緩期、對數期分別持續了約2h、12h，進水體系的遲緩期、對數期分別持續了約6h、5h，出水體系的遲緩期、對數期分別持續了約4h、9h。有毒污染物對大腸桿菌生長的抑制作用主要表現為縮短對數期，促使其較早進入穩定期及減少穩定期細菌數。進水中菌體的生長周期影響最大，這可能由于某些有毒污染物抑制細菌生長，減少進入穩定期的活菌數，消耗營養成分越少，菌體利用剩余營養物質維持穩定期時間延長。與對照組相比，進水組與出水組吸光度降低率分別為49.1%及21.8%。
大腸桿菌生長情況是通過測定菌液吸光度進行推測，由于吸光度測定結果為活細胞及死細胞的總和，為了減少誤差，更好地分析體系中活菌生長情況，需利用平板計數法進一步評估水質變化對菌體的影響。由圖9可知，對照組細胞數在0～14h，隨著時間延長，菌落數呈增長趨勢，且在第14h數量最多，隨后數量遞減。出水組中細胞生長規律與對照組相似，菌落數小于對照組。進水組中細胞數量在4～6h間出現小幅度增加，但與其他兩組相比，細胞數量大大減少，這說明印染廢水毒性較大，導致細胞出現生長抑制甚至死亡。
鐵碳微電解工藝處理后的印染廢水，有毒污染物的生物毒性明顯減小，大腸桿菌細胞死亡率由98.1%下降至61.5%，對數期由5h延長至9h，且BOD5/COD從0.151升至0.416，極大地提高了廢水的可生化性。
三、結論
(1)采用響應面法建立了鐵碳微電解工藝處理印染廢水的數學模型，其對COD降解影響程度大小順序為：反應時間>初始pH>鐵投加量>鐵碳質量比，同時鐵投加量與反應時間存在極顯著交互作用。
(2)響應面法得到的最佳工藝條件為：初始pH為3.53、鐵投加量為83.92g/L、鐵碳質量比為0.82、反應時間為78.48min，實測COD去除率為75.48%，其預測值為75.25%，實測值與預測值相差0.23%(<2%)。
(3)鐵碳微電解工藝出水中LDH及ROS分別下降了77%及25%，細胞膜破損率及死亡率降低，并延長了其對數生長期，因此鐵碳微電解工藝處理實際印染廢水可減少出水生物毒性，使其達標排放。
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