表面流人工濕地對城市徑流水質的凈化研究

喬 廈, 鄭學良

(1.北京中森國際工程咨詢有限責任公司, 北京 100013; 2.北京林業大學 水土保持學院, 北京 100083)

作為一種典型的非點源污染，城市徑流污染在沖刷和淋洗的作用下，通過徑流過程造成城市水體污染[1-2]。在點源污染逐漸被控制之后，城市地表徑流已經成為城市水污染和退化的重要因素之一。與此同時，城市地表徑流污染具有指標種類繁多、時空變異明顯、過程機制復雜等特點，其暴露出的問題也是日益突出，現已成為第二大非點源污染(僅次于農業非點源污染)[3-4]。據不完全統計，全國城市地表徑流總量逐年增加，并且已經超過工業污水總量，因此，合理減緩城市徑流水質的排放，同時減輕對外界環境的破壞具有一定的必要性。伴隨著我國城市化的推進，大量城市徑流污水逐步在地表聚集，加之污染控制和管理體系的不完善，我國城市徑流污染等問題日益突出[3-4]。因此，研究城市徑流污染對城市環境的改善具有重要的現實意義。

1 材料與方法

1.1 研究地概況

本研究將武漢市江夏區安山街勝利村作為人工濕地的研究對象，而該地區屬于楓林敖生態文明村，擁有較為豐沛的降雨量，且在每年的6，7，8月達到全年的降雨量高峰期，年均降雨量1 269 mm，近幾年的年均氣溫約為15.8～17.5℃，擁有長達近276 d的無霜期，同時具備長達近2 100 h的日照時數。

1.2 人工濕地結構

本研究中的人工濕地系統主要是由兩大部分組成：一部分為3級過濾池，另一部分為8級表面流人工濕地，二者通過串聯的形式共同構成了人工濕地系統，整個濕地采取的是S型的布局，主要目的在于對江漢區居民的日常生活污水等徑流水質進行相應的處理。對于城市而言，其徑流水量及水質具有較大的不穩定性，為了增強本研究的穩定性，特將大小適中的調節池布局在濕地的系統前部，從而對進出流量進行調節控制，這樣能夠較好地保障城市徑流能夠較為穩定地進行本濕地系統。另外，在本濕地系統中設置了快速滲濾系統，該系統由三級過濾槽構成，并擁有高達1.5 m3/(m2·d)的水力負荷能力，同時對濕地生物塘的負荷進行了調節，其平均的水力負荷能夠達到0.08 m3/(m2·d)；在表面流濕地種植了試驗所需的一系列水生植物，具體如表1所示，對于各級表面流濕地而言，利用厚度為10 mm的有機玻璃建成了長、寬、高分別為1.8，1.6，0.8 m的長方體濕地床，各級濕地床的坡度均在5%以下，其中底部鋪放若干尼龍網，并進行了三層基質填充，從而有效保障了底部集水區的正常運行，同時最大程度降低了填料基質的下漏；為了更便捷地采集試驗樣品水，特意沿每個單元的對角線排放了PVC管，其直徑為12 mm的水管能夠充分保障濕地的循環水流入該管。為提高整個濕地的利用效率，在濕地床體布局了導流墻，從而形成了0.4 m×1.5 m×1.0 m大小的8個單元床，并在導流墻留有過水孔，為了增強污水與濕地的接觸面，過水孔呈上下對角線分布，同時能夠通過各單元床的水樣采集來對其去除機制進行探討。

本試驗中的取樣分析集中在2016年1月—12月，共利用了11處取樣點，不僅包括濕地系統的各過濾池、還包括濕地床的進出口等，取樣采取不定期的方式進行，分別在不同的月份對取出水質進行化驗分析，從而探究各指標的去除率[11-12]。

各指標的去除率=(進水口值—出水口值)/出水口值×100%

表1 濕地系統各級濕地床種植的水生植物

1.3 人工濕地運行

結合江夏區徑流水質監測狀況，首先對人工模擬狀況下的雨水徑流開展相應的試驗研究，然后對礦區徑流開展人工濕地的去除效果研究。第一步要對人工濕地進行連續的進水，待進水停留大約三天后進行放空，其中的水質取樣時間間隔約為2～3 d，取樣處位于每個單元格的進出口處。整個試驗在2016年完成，基本上在氣溫10～32℃的情況下進行試驗，從而通過近一年的徑流濕地凈化研究來探究城市徑流下人工濕地對水質的凈化作用，從而探究如何開展城市污水處理，為提升水質奠定基礎。

1.4 數據分析

通過上述試驗得到了相應的指標數據，接下來需要對數據的擬合程度進行分析，本研究采用Origin 9.0軟件開展相應的曲線擬合分析，具體來說主要是以下3種：

指數擬合曲線：y=aebx；

線性擬合曲線：y=ax+b；

二次擬合曲線：y=ax2+bx+c。

首先獲取進水口的水質濃度值Ci，同時結合對應擬合曲線系數，這樣就能夠通過SPSS 19.0進行一元回歸分析，從而獲取二者之間的關系。

利用回歸分析能夠獲取不同的擬合曲線方程，然后對之進行相關分析，同時利用均方根誤差及相對均方根誤差指標開展數據檢驗，從而獲取最佳的擬合曲線。

生物量統計模型的篩選通過判定系數R2，F檢驗值和回歸顯著水平進行，為了探究樣本預測值與實測值之間的差異，本研究通過誤差水平進行以下雙重檢驗：

均方根誤差RMSE：

相對均方根誤差RRMSE：

式中：模擬值用C1表示；實測值用C2表示；平均值用C3表示；n代表樣品個數。

2 結果與分析

2.1 人工濕地對城市徑流水質的去除效應

人工濕地主要通過微生物的代謝活動和植物的吸收去除CODCr，其中微生物降解是主要的去除CODCr途徑，而植物對CODCr的吸收作用較小。由圖1可知，各指標的去除率與進水濃度保持一致的變化規律，在3月份是人工濕地運行的初期，濕地植物處于初級生長階段，而微生物數量、種類及活性均處于初級發展階段，因此出水CODCr濃度較高，隨著進水濃度的增加，CODCr去除率呈現出波動變化，但總體呈增加趨勢。在7月，CODCr去除率達到最高(80%左右)，此時溫度較高，微生物活性增強、數量較多，導致人工濕地對CODCr的過濾、截留作用較大；在7月以后CODCr去除率急劇下降。此外，人工濕地在運行穩定后，CODCr出水濃度達到了《地表水環境質量標準》(GB3838—2002)Ⅲ類的質量標準。

人工濕地運行初期(3月)，TP去除率維持在20%左右，在3月以后，TP去除率波動較大，出水濃度達地表Ⅲ類水排放標準。SS在人工系統中主要靠微生物降解、植物根莖攔截和基質過濾等途徑得以去除。其中人工濕地進水SS濃度為123.96 mg/L，出水SS濃度<30 mg/L，SS平均去除率為70%。通過圖1可知，該人工濕地保持了較高的SS去除率和出水濃度，表明人工濕地對SS具有較強的抗沖擊能力。

圖1 人工濕地對城市徑流水質的去除效應

2.2 城市徑流水質各指標在人工濕地中的沿程變化

表2 城市徑流水質各指標在人工濕地中的沿程變化 %

圖2 人工濕地對城市徑流水質的去除率

2.3 城市徑流水質各指標之間的相關性

注：**相關性在0.01水平上顯著(雙尾)；*相關性在0.05水平上顯著(雙尾)。

2.4 城市徑流水質各指標的衰減模型

對于指數模型，模型系數a和b的一元回歸分析結果為：

a=-2.86+1.62Ci；b=-0.07-0.04Ci

C=(-2.86+1.62Ci)e(-0.07-0.04Ci)x

對于線性模型，模型系數a和b的一元回歸分析結果為：

a=0.16-0.07Ci；b=-0.56+1.56Ci

C=(0.16-0.07Ci)x+(-0.56+1.56Ci)

對于二次模型，模型系數a，b，c的一元回歸分析結果為：

a=0.05+0.14Ci；b=-0.06-1.32Ci，

c=-3.29+1.25Ci

C=(0.05+0.14Ci)x2+(-0.06-1.32Ci)x+(-3.29+1.25Ci)

式中：x代表沿程濕地序列；Ci代表總濕地進口濃度；C代表濕地出口濃度。

2.5 城市徑流水質各指標衰減模型的驗證

分別利用得到的指數模型、線性模型和二次多項式模型進行相關性檢驗和指標評價(表5)，以確定最佳擬合公式。相關分析結果顯示，擬合曲線的模擬值與實測值均具有極顯著的相關性(p<0.01)，顯示出這上述擬合曲線具有很好的模擬效果。

2.6 人工濕地植被生物量及氮、磷積累量

由圖4可知，人工濕地植被地上生物量變化范圍在86.3～263.5 g/m2，地下生物量變化范圍在32.6～126.3 g/m2，在8月地上和地下生物量達到最大。總體上呈倒V字型變化規律，與去除率變化趨勢相一致。N累積量變化范圍在15.6～32.8 g/m2，P累積量變化范圍在1.21～1.53 g/m2，在8月N，P累積量達到最大，其中P累積量隨時間變化幅度較小。

表4 城市徑流水質各指標的衰減模型

圖3 回歸模型與實測數據的驗證

擬合類型指標自由度n相關系數均方根誤差RMSE相對均方根誤差RRMSEp值F值CODCr960.8691.350.35<0.01156.32BOD50.8941.230.31189.25指數擬合TN0.9231.560.26110.74NH+4-N0.9011.130.1995.36TP0.8971.280.16136.59SS0.9211.050.24142.08CODCr960.9031.980.18<0.01123.69BOD50.8692.310.1692.31線性擬合TN0.8671.510.13175.16NH+4-N0.8911.690.17125.69TP0.9241.750.2398.31SS0.9051.240.1692.47CODCr9608451.160.19<0.01103.63BOD50.9261.120.21115.47二次擬合TN0.9021.260.24162.58NH+4-N0.8941.240.18132.56TP08961.090.1794.75SS0.8871.670.20107.55

圖4 人工濕地植被生物量及氮、磷積累量

3 結論與討論

人工濕地的凈化作用通過多方面綜合進行，首先，濕地植被能夠對污水進行明顯的雜質截流、過濾及吸附，直接對污染物產生截留；其次，濕地微生物能夠通過新陳代謝等活動吸收水中養分；另外，濕地基質填充物能夠對水中雜質進行吸附沉淀，同時能夠結合微生物作用凈化水質。常用的濕地基質多為礫石，因其較高的孔隙度能夠利于微生物的生長，從而為微生物凈化水質提供更好的條件[16-17]。本研究將爐渣和泥沙作為濕地基質，這樣能夠很大程度上降低土壤表面的短流，同時較多孔隙能夠促進新陳代謝活動，進而增強濕地的去除率。該試驗主要分析在表面流濕地系統下營養鹽濃度的沿程變化，并建立相應的模型，重點對其與總濕地系統進口初始濃度間的關系進行建模分析[18]，從而便于今后的研究及數據預測。

對于TP而言，人工濕地對其去除效應較弱，人工濕地主要通過吸附的方式對P進行去除，P隨泥沙等顆粒物進入濕地后被濕地植被及基質等截留，一方面通過植被的吸附及物理化學作用進行去除，另一方面在微生物的降解下進行去除；氧化態的根區的形成離不開微生物的作用，更離不開濕地植被的氧氣輸出，這樣就為不同厭氧生物提供了各自適宜的生存條件，這一過程明顯受到濕地pH值、Fe，Ca等因素的制約[21-22]。對于本試驗而言，濕地的pH值基本處于中性水平，而基質填料具有較高的Ca，Fe，這樣就形成了不溶性的Ca-P，Fe-P沉淀；一旦濕地吸附能力接近于飽和，吸附作用將微乎其微甚至會釋放部分磷，這樣基質就能夠對水中磷濃度進行調節[21-22]。通過研究發現，1號過濾池對TP的去除效果基本上達到了40%，說明過濾床的基質填料能夠對TP產生明顯的吸附作用，經過2號濕地床的TP去除效果已經達到了近60%，且在后續基本保持穩定，這說明1號過濾池利用較大的橫斷面及流程能夠對TP產生明顯的吸附及沉降作用。

通過試驗發現，人工濕地植被對水中各指標的去除效應具有較大的標準差，說明環境因子能夠對各指標的去除效應產生明顯的不同影響，濕地植被能夠在水質凈化過程中起到重要作用，必須根據不同的污水狀況選擇適宜的濕地植被，尤其是那些根系發達，對污染物具有較強富集能力，且擁有較大生物量的植被，通過植被的組合能夠多方面去除不同的污染，既能夠產生良好的去除效果，又能在控制成本的基礎上合理利用資源，降低外來植被可能導致的外來物種入侵風險，促進生態穩定[23]。1—3月期間濕地植被的去除能力較弱，這主要歸因于此時期植被處于生長初期，根系、莖稈等尚未豐盛，其吸附及釋氧能力較弱，而進入夏季后植被生長茂盛，尤其是進入9月后，濕地植被的去除效應最佳，而進入11月，植被因密度較大而空間及資源不足，莖葉枯黃敗落導致植被的凈化作用大幅下降。此外，本研究監測了濕地植被生物量和植被體內N和P含量的變化。就植株體內的N，P含量而言，地上部分N和P積累量高于地下部分，這種模式體現了N，P元素主要供給營養生長部位的分配特點，屬于植被對N和P內在生長特性。人工濕地植被N，P積累量能夠反映植被對N，P的直接去除能力，營養物質的分配特點會涉及到采取的收割方式，本研究中人工濕地植被可以通過收割去除大部分的N，P積累量，使其移出生態系統。

對于本研究而言，數據采集缺乏一定的連續性，而是在整年的不同時間點進行樣本采集分析，而取樣的間隔天數并不是固定的，這樣難以通過連續多天的樣本采集數據進行對比分析，這一定程度上影響了研究的穩定性及普遍性。此外，為更全面研究濕地凈化，今后的研究中一方面要對進口水量的排放負荷做好觀測，另一方面注重營養物濃度負荷的連續對比分析。在本研究中，采取了較深的濕地設計，可能會對某些濕地植被的生長帶來不利影響，進而可能會對濕地凈化效應研究產生一定的影響，此后需對不同深度濕地的凈化效果進行對比研究。濕地植被能夠對整個濕地的凈化效果產生相當大的影響，對此本研究沒有進行不同植被間的凈化效果對比，這也是未來的研究方向。