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人居自然环境,是指与人类生命活动有关的地表空间系统,是人类在大自然中赖以生存与发展的物质基础,是人们利用自然、改变自然界状态的理想主场之所[1-3]。自然环境质量的高低关乎人们生活质量的高低,同时也是一个区域能否实现健康稳定发展的关键。人居环境的研究学科交叉性强,涉及地理学、环境科学、城市规划、社会学等诸多学科。随着3S技术的广泛应用,人居自然环境也是目前地学研究的一个重要领域[2]。
目前已有诸多学者借助GIS和遥感技术,将地理学、生态学、统计学等相关学科应用于人居环境的研究中。许长军等[4]选取气温、蒸发量、海拔等多个自然环境因素,运用ArcGIS和SPSS统计分析软件进行主成分分析, 探讨了青藏高原人居环境自然适宜性特征及其空间差异。李大伟等[5]基于多源数据结合GIS技术,采用综合指数法定量评估了安徽省人居环境人文适宜性。刘海旭等[6]对长江经济带110个城市,运用层次分析法对各城市人居环境进行了测度评估,并借助GIS可视化方法揭示了城市人居环境空间格局与集聚特征。朱媛媛等[7]通过构建生产、生活、生态子系统对长江中游城市群的农村区域进行了人居自然环境质量评估。崔世华等[8]以湖北省为研究区采用熵权TOPSIS法对湖北省2013—2018年的城市人居环境质量时空分异及贡献因素进行了研究。
上述关于人居环境的研究大都仅采用层次分析法、熵权法或综合指数法进行影响因子权重的确定,未见有将其结合距离函数法和最小信息熵法的研究。而且目前的研究针对流域尺度的研究较少,尤其是地形复杂、生态空间差异明显的地区。因此,本文因循地理学视角以地貌多样、地形复杂、上下游海拔差异较大的云南金沙江流域为研究区,综合分析流域生态环境状况并参考类似研究,确定从地质地貌、气候、地表覆盖、地质灾害4个方面,通过灰色关联、熵权以及欧式距离函数等多方法相结合来评价流域2010、2015、2020年3期人居自然环境质量情况,采用空间自相关、冷热点分析等方法综合探讨人居自然环境质量的时空分异规律并分析其成因。本研究对改善流域人居自然环境现状,提高人们生活环境质量,促进流域各地区全面可持续发展具有重要意义;得出的人居自然环境质量分析方法,也可为其他具有高山峡谷特点的类似流域的人居自然环境研究提供借鉴。
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金沙江流域(云南段),位于云南省西北部、北部和东北部边缘,地处24°30′~29°15′N与98°40′~105°15′ E之间,西北部、北部与西藏自治区、四川省相连,东北部与四川、 贵州两省毗邻,全域流经7个市州,涵盖48个区县,总面积109 984 km2,占云南省土地面积的28.94%[9]。河流主干从迪庆藏族自治州德钦县的德拉附近进入云南,经昭通市的水富县流入四川省全长1 560 km[10]。流域从上游的极高山峡谷地貌区,到中游的丘状高原、高原湖盆地貌区,再到下游的喀斯特中山丘陵地貌区,由于自然环境要素差异大,导致人类居住的自然生态环境差异明显[11]。流域的气候环境、植被情况、地形地貌等自然条件复杂特殊,导致区域内生态环境条件相对脆弱。
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采用金沙江流域(云南段)2010、2015、2020年3期遥感影像和地形、地质、土壤、气候等基础数据进行研究。具体包括:(1)云南省1∶100万地形图、1∶25万地质图;(2)从中国科学院资源环境科学与数据中心获取云南省30 m×30 m DEM数据、1∶100万水系和土壤侵蚀数据;(3)通过历年云南省统计年鉴获得各区县的年均温度和降水数据;(4)在地理空间数据云平台下载流域范围12景Landsat系列影像,经辐射定标、波段组合、影像拼接等一系列预处理得到研究区30 m×30 m的遥感影像。
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金沙江流域(云南段)上、中、下游各部分地区地貌差异大,地形复杂,海拔落差较大,地震、滑坡等地质灾害频发,降水、温度等气候因素也因地处位置不同有着明显变化。并且已有研究表明[12-15],虽然影响人居自然环境的因素众多,但其中发挥根本作用的主要包括地形地貌、气候条件、水文条件和土地覆盖。因此,根据流域境内的自然环境特征,结合层次分析法选择地质地貌(坡度、海拔和地貌)、地质灾害(地震烈度、断层、土壤侵蚀和岩石类型)、气候(年均降雨量和温度)、土地覆被(植被覆盖度)4大类(10小类)自然要素作为影响金沙流域人居自然环境质量的因子,根据层次分析法的原理, 将指标分为目标层 (A) 、准则层 (C) 和指标层 (P) 3层结构[16], 构建环境质量评估指标体系层次结构图,见图1。
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确定指标因子权重的方法众多, 主要包括层次分析法 (AHP) 、主成分分析法、熵权法、标准离差法等, 这些方法又分为主观赋权法和客观赋权法[17]。为了增加权重分配的准确性和可信度, 本文通过层次分析法与熵权法组合赋权能避免前者主观确定指标相对重要性和后者极值干扰所导致的误差[18],并基于欧式距离函数法(式1)和最小信息熵原理(式2)相结合的方式来最终确定各类指标的最终的权重,见表1。
式中,Wi、Wj分别表示两种方法计算得到的权重值,n=10表示10个指标因子,A,B是权重系数,W1是距离函数法组合得到的权重,W2是最小信息熵原理得到的组合权重。
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本研究选取的10个质量指标因子中分为定量和定性两类,其中定量因子包括土壤可蚀性、地震烈度、坡度、海拔、降水、温度和植被覆盖度7个因素,这些定量因子有具体的实测值,采用灰色关联法计算评估;断层、岩石类型和地貌3类属于定性因子,则采用专家打分法(德尔菲法)进行排序后再通过灰色关联法计算评估。其中,灰色关联度计算,见式(3):
式中:
ξ(k) 介于0和1之间,是表示第i个栅格第k个评估因子与其最优值的关联度;X∗(k) 代表第k个评估系数的最优值(各指标的最优值见表2);X'i(k) 代表第i个网格的第k个评估因子的属性值;minimink|X∗(k)−X'i(k)| 是两级极小差值;maximaxk|X∗(k)−X'i(k)| 是两级极大差值;R为分辨系数,在本研究中其值确定为0.5[19]。 -
结合表1中的权重分配,对单因子评估结果依照权重进行栅格加权叠加,实现人居自然环境质量综合度量模型构建,见图2。
得到3个时期的人居自然环境质量综合评估结果图,见式(4):
式中:i是栅格编号;k是评估因子编号;n是评估因子的总数;Si为第i个栅格单元的人居自然环境得分;Wk为第k个因子的权重;
ξ(k) 表示第i个栅格第k个评估因子与其最优值之间的相关程度[20]。 -
利用上述方法通过ArcGIS软件分别计算2010、2015和2020年3个时期的金沙江流域(云南段)人居自然环境质量评分结果,将其分段划分为好(>0.8) 、较好(0.7~0.8)、中等(0.6~0.7)、较差(0.5~0.6)、差(<0.5)5个等级, 生成空间分布图,见图3(a、b、c)。为了更加直观地呈现其整体空间分布规律,综合3期人居自然环境质量评估结果,利用渔网工具在流域空间范围内均匀抽出481个栅格点,携带属性值转换成点文件,采用ArcGIS地统计学分析模块中的趋势分析工具,经3次多项式拟合生成三维趋势图,见图3(d)。
流域人居环境质量的空间分布是自然生态环境特点的综合反映结果。从图3(a、b、c)可以看出,流域人居自然环境优劣程度总体表现为:中游>下游>上游。从图3(d)发现,从XZ平面,即东西方向预测趋势线(绿色线)来看,沿着x轴方向,评估值先逐渐增大,达到最大值后又轻微下降,然后趋于平稳,也即变化规律为:中部>东部>西部。从YZ平面,即南北方向预测趋势线(蓝色线)来看,沿着y轴方向,随着坐标值增大,评估值急剧下降,也即南部地区明显高于北部地区。区域人居最佳自然环境出现在中游以南部地区,从南到北自然环境质量下降,中下游生态环境质量优于上游。究其原因,上游迪庆州地处高山峡谷地区,断层密集,海拔较高,人居自然环境质量最差;中游大部分地区属于丘陵高原和湖盆地区,地形较为平坦、植被茂密、水源充足,生态环境相对较好;下游地区多属于中山喀斯特峡谷地区,部分地方由于植被遭到破坏,所以环境质量差异明显。
结合图4进一步分析,研究区10年来人居自然环境质量评分在0.6以上的中等偏好区域占比最多,占总像元的70%以上,像元数量先减后增;而评分小于0.5的部分仅占总体的5%左右,其像元数量轻微波动且有逐渐减少趋势,由此可见流域的整体环境质量良好,但仍然存在改善和提升的潜在空间。呈现上述变化的原因是云南省2002年全面启动退耕还林工程,持续10年的退耕还林工程使得大部分地区生态状况逐渐好转,但仍有少数区域环境质量不乐观,随着2016年新一轮退耕还林还草工作的开展,使得近年来流域的环境情况持续向好。
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利用数据转换工具将综合叠置后的人居自然环境质量评估栅格结果转化成矢量点图层,以此为数据源,通过空间自相关分析计算全局Moran's I指数,反映各空间单元在整体区域及其周边的平均关联度,值大于0说明空间正相关,值越大,空间相关度越高。经计算得Moran's I指数大于0.5,且正态统计量Z得分(>1.65)和P值(<0.05)通过显著性检验,见表3,即流域人居自然环境质量呈正相关集聚分布,且相关性较强。
为进一步探究流域人居自然环境质量在空间上的强弱变化规律,通过热点分析,计算人居自然环境质量的Getis-Ord
Gi∗ 指数,然后将其按置信度百分比划分为7个等级,得到冷热点空间分布,见图5(a)。总体来看,区域冷热点空间分布大致表现为冷点区分布在流域上游及中下游北部;热点区出现在中游大部分地区以及中下游以南区域;流域下游和中游部分地区冷热表现不显著。结合区域地貌(b)、坡度(c)、海拔(d)对比分析得,流域人居自然环境质量会受到地质、地形地貌、植被和气候等多因素的影响,其中,受地地貌、坡度、海拔等自然条件的影响较大。上游迪庆州海拔高、坡度较大,且发育为高山峡谷地貌,因此集中出现了环境质量较差的区域,出现了置信度极高的冷点区;以丽江北部、楚雄中部以及昆明南部为代表的中游地区主要为湖盆地貌,地形相对平缓、气候温和,人居自然环境质量较高,形成了置信度极高的热点区。
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根据3期人居自然环境质量评估结果,通过3次卷积采样形成流域48个县市地区的质量评估值统计图,见图6。
对比3期城市环境质量变化情况,可以看出10年间流域大部分地区分值波动较大,但总体呈现上升趋势,以巧家、富民、宁蒗、龙马、昆明主城区、楚雄和永善7个地区表现最为显著。其中,巧家、宁蒗和永善出现了明显下降后回升的势态,其余几个地区环境质量持续见好。这是由于云南省自2011年“十二五”规划至如今的“十四五”规划十来年的时间里,各地方政府及相关部门在自然环境保护方面做出了强有力的干预与引导工作,如开展违法土地专项整治、提出流域生态环境保护修复和绿色发展工作、抓好环保督察反馈问题整改、开展全民义务植树活动等,随着各项工作的全面落实与稳步推进,环境质量较差地区开始出现回暖,而环境质量较好的区域在保持状态的基础上越变越好,流域整体环境质量逐渐变好。
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本研究借助GIS相关技术及模型对云南金沙江流域的人居自然环境质量时空特征进行探究,主要结论如下。
(1)流域人居自然环境质量的空间分异规律表现为中游>下游>上游,南部>北部。其中,上游迪庆州的人居自然环境质量最差,中游地区以丽江北部、楚雄州中部和昆明南部表现最好,下游地区巧家县、东川县和会泽县交界地带环境质量较差,整体来看,70%以上地区环境质量中等偏上,但仍然存在改善和提升的潜在空间。
(2)10年来,流域总体人居自然环境质量逐步转好,其中,上下游偏北地区环境质量在2015年出现略微下降,到2020年又逐步回升,中游以南地区环境质量持续向好,其中发生明显变化的地区主要是昆明主城区、楚雄市、龙马县、永善县及宁蒗县。
(3)采用熵权、距离函数以及灰色关联在内的多种方法结合来确定人居自然环境质量评估因子的权重,避免了单一方法导致的主客观性,提高了最终评估结果的精确度和可信度。
(4)研究所得的人居自然环境质量评估指标、度量模型和分析方法,不仅适用于金沙江流域,也可为其他类似地质条件复杂、地质灾害频发的高山峡谷流域地区的人居自然环境研究工作提供参考;研究结果也能为区域产业空间布局、灾害搬迁选址和环境保护治理等提供科学依据。
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深入剖析10年来云南金沙江流域的人居自然环境质量的时空分异状况并结合地区自然、人口相关条件,本文提出以下建议。
(1)虽然上游地区人口相对较为稀少,但由于地处上游,人类产生活动带来的负面效应极易对整个河流流域产生不良影响,因此,在保持现有种群密度的情况下,应减少大规模的人为干扰活动,加强植被保护,以期逐步改善区域环境质量状况。
(2)中游大部分地区拥有良好的人居自然环境,但人口分布不均,如东川、会泽等地人口密度较大但人居自然环境相对较弱,宣威、马龙等地人口相对较少生态环境却较良好,即该区域仍有较大的开发利用空间,因此,可以在人口较少的地区合理规划一些工厂企业吸引外来人员,在保证地区经济稳定发展的同时实现对区域人口的隐形调控。
(3)流域大部分下游地区地形比较陡峭,地貌破碎程度较高,植被稀疏,人口密度持续升高,人居自然环境势态不容乐观,应对该地区进行生态保护,合理规划城镇空间布局,保障下游地区的可持续发展。
金沙江流域(云南段)人居自然环境质量时空分异研究
Study on temporal and spatial differentiation of human settlement natural environment quality in Jinsha River Basin (Yunnan section)
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摘要: 基于2010、2015、2020年3期遥感影像和其他多源数据,从自然环境的角度,选取地貌、土壤、植被覆盖等10个环境质量因子作为人居自然环境质量评估指标,将熵权法、欧式距离函数等多方法复合建立流域人居自然环境质量的综合度量模型,通过GIS趋势面、Moran's I指数及冷热点分析揭示流域人居自然环境质量的时空分异规律。结果表明:流域人居自然环境质量受坡度、地貌和植被覆盖度的影响较大,环境质量优异地区的空间分布与坡度平缓、地貌适宜且植被良好的区域具有较高的重叠性;流域三期人居自然环境质量的时空演变规律表现为:空间维上,南部>北部、中部>东部>西部,从南到北,环境质量下降,中下游优于上游;时间维上,呈现出先下降后回升的趋势,尤其是中游以南的滇中地区表现尤为明显;流域整体呈正相关集聚分布,置信度高的热点区以中下游以南的楚雄州及昆明地区为主;而置信度高的冷点区覆盖整个迪庆藏族自治州。研究得出的人居自然环境度量模型及空间异质性分析方法为开展类似研究提供参考,揭示的人居自然环境时空变异规律为区域进行灾害搬迁选址和环境保护治理提供科学依据。
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关键词:
- 金沙江流域 /
- 人居自然环境度量模型 /
- Moran's I指数 /
- 冷热点分析
Abstract: Based on 2010, 2015, 2020, three remote sensing images and other multi-source data, from the perspective of the natural environment, landscape, soil, vegetation, and so on, 10 environmental quality factors as living environment quality evaluation indicators were used to build a composite basin residential environment quality comprehensive measurement model by using the entropy weight method and the Euclidean distance function method. Through GIS trend surface, Moran's I index and cold and hot spot analysis, the spatial and temporal differentiation rules of natural environment quality of human settlements in the watershed were revealed. The results showed that the natural environment quality of human settlements in the watershed was greatly affected by slope, geomorphology and vegetation coverage, and the spatial distribution of areas with excellent environmental quality had a high overlap with areas with gentle slope, suitable geomorphology and good vegetation. The spatial and temporal evolution of the natural environment quality of human settlements in the three stages of the watershed is as follows: from the spatial dimension, south > north, central > east > west. From south to north, the environmental quality decreases, and the middle and lower reaches are better than the upper reaches. In the time dimension, it showed a trend of first declining and then rising, especially in the central Yunnan region in the south of the middle reaches. The overall basin is positively correlated with the cluster distribution, and the hotspots with high confidence are mainly Chuxiong Prefecture and Kunming region in the south of the middle and lower reaches. The cold spot area with high confidence covers the whole Diqing autonomous Prefecture. The measurement model and spatial heterogeneity analysis method of human settlement natural environment obtained in this study provide a reference for similar research. And the spatial-temporal variation law of human settlement natural environment revealed can provide a scientific basis for the regional disaster relocation site selection and environmental protection and governance. -
溶解空气气浮(DAF)已经被广泛应用于给水处理、废水处理和中水回用过程[1-2]。虽然DAF对COD、BOD5和TSS有一定程度的去除,但其限制了溶解性有机物的去除[3-4]。由于臭氧具有较强的氧化性,故其作为消毒剂和氧化剂也被广泛的应用于给水和废水处理中[5-6],臭氧氧化的主要目的是脱色和去除天然难降解有机物[7-8]。相比传统的深度处理工艺(混凝+沉淀+过滤),DOF工艺有着较高的脱色、脱臭和有机物去除率[9]。同时,由于DOF工艺将混凝、分离、脱色、除臭和消毒等多个过程集中于同1个操作单元[3],比常规深度处理工艺具有低于4倍的水力停留时间[9],节省了建设费用和土地成本。但臭氧气浮工艺对溶解性有机物的去除效果仍有一定的局限性,未能高效去除二级出水中的残余有机物。
目前,有关气浮工艺的研究大多仍处于基础操作条件的优化[10-11]和气泡大小的改变对气浮工艺去除性能的影响[12-14]。为了进一步提高气浮工艺的去除特性,之前的研究[15-18]着重于溶气水中气泡电荷性质及表面性质的改性对污染物去除特性的影响。ARABLOO等[19]和PASDAR等[20]分别研究了不同浓度表面活性剂和高分子聚合物对气泡理化性质及大小分布的影响。RAO等[21-22]从气泡Zeta电位和PAM剩余浓度等角度对比了聚合物甲基丙烯酸二甲胺基乙酯(N,N-dimethylaminoethyl methacrylate)和N,N-二烯丙基-N,N-二甲基氯化铵(N,N-diallyl-N,N-dimethylammonium chloride)对气泡表面电荷性质改善的效果,并揭示了PAM和微气泡的作用机理。
先前的研究对絮体表面性质的改性,依然停留在不同价态电解质对表面的改性阶段[23-24]。高分子聚合物PAM应用于气浮工艺中大多是改性气泡表面的性质[17-25],很少涉及对絮体表面特性改善的研究。而且,在气浮工艺中微气泡和絮凝体的结合特性通常用去除性能、接触角及絮体形态特征等表征[26-27],尚未从气载絮体的尺寸大小、形态特征等角度阐明气浮效果。本研究探究了阴阳离子型PAM对以腐殖酸为代表的天然有机物在DOF工艺中去除特性的影响,从去除性能、气载絮体大小及分形维数和接触角等多角度阐明污染物和微气泡的结合特性,揭示絮体表面性质对溶解性有机物去除性能的影响。
1. 材料与方法
1.1 水样、实验试剂与装置
原水用商品腐殖酸配制,称取10 g商品腐殖酸在pH=12的强碱条件溶解于5 L水中,充分搅拌24 h后,用0.45 μm的滤膜过滤保证水样中的有机物为溶解态。实验时水样的腐殖酸浓度为5 mg·L−1 TOC左右。
实验所用的主要试剂包括聚合氯化铝(PAC)和阴、阳离子型聚丙烯酰胺(ployacrylamide,PAM),电荷密度用电离度表示。阳离子型聚合物FO 4125 SSH分子质量为7×106 Da,电荷密度为2%;阴离子型聚合物AN 905 SH分子质量为11×106 Da,电荷密度为9%。
臭氧气浮工艺的实验装置见图1,主要由进水系统和溶气水系统2个部分组成。原水加入PAC后在管道混合器中充分混合,经快速混凝后进入接触区底部。回流水在溶气泵、溶气罐的作用下充分溶解臭氧气体,在接触区压力的释放产生大量的微气泡,与原水中的微小絮体结合形成气载絮体,到达分离区后继续上升至顶部形成浮渣。其中,DOF工艺中最重要的一部分是气载絮体的表征技术,利用抽吸装置将气载絮体溶液通过长45 cm和内径5 cm的有机玻璃圆柱体上升管缓慢抽吸到上部观察容器(10 cm×10 cm×15 cm),Nikon SMZ1270i体视显微镜放置在其上表面的正上方。单孔双光纤卤素灯冷光源(21 V,150 W)分别放置在CCD相机的对面和侧面,为图像捕捉提供合适的对比度。实验过程中DOF工艺的运行参数见表1。
表 1 臭氧气浮装置的操作条件Table 1. Standard operational condition for DOF reactor运行参数 数值 运行参数 数值 原水进水流速/(L·h−1) 120 分离区高度/m 1.5 管道混合时间/s 30 直径/m 0.3 臭氧投加量/(mL·min−1) 60 表面流速/(m·h−1) 2.21 回流水的流速/(L·h−1) 36 水力停留时间/min 40 压力/MPa 0.4 总体积/m3 0.10 1.2 分析方法
本实验涉及的测定项目主要包括Zeta电位、色度、UV254、TOC、气载絮体的尺寸大小、二维分形维数和接触角。其中,Zeta电位采用马尔文Zeta电位分析仪(Zetasizer Nano ZS90型,英国马尔文仪器有限公司)测定;色度用分光光度铂钴比色法测定(UV-4802型,UNIC);UV254采用紫外分光光度计(UV-4802型,UNIC)在254 nm下的吸光度值;TOC采用日本岛津公司生产的TOC-VCPH分析仪直接分析总有机碳浓度;采集的图像借助图像分析测量软件(NIS-Elements D 3.2)测量气载絮体粒径、特征长度、接触角等参数,气载絮体平均粒径(d50)按等面积圆直径求得;根据气载絮体的投影面积A与其最大长度L的函数关系lnA=D2 lnL+lnα,在对数坐标上作图,所得直线的斜率即为气载絮体的二维分形维数;接触角描述多相体系中絮凝体和微气泡间结合特性,采集的图片根据杨氏方程手动测量,如图2所示。在实验过程中,400多个气载絮体被用于尺寸大小、二维分形维数和接触角等分析。
2. 结果与讨论
2.1 混凝剂投加量对气浮效果的影响
为了考察混凝剂投加量对DOF工艺中絮体Zeta电位及去除性能的影响,调节混凝剂投加量为0~470 mg·L−1,结果如图3所示。随着PAC投加量的增加,Zeta电位呈升高趋势,TOC、UV254和色度去除率在低PAC投加量下显著升高,在高PAC投加量下趋于稳定趋势。UV254反映的是能够吸收紫外光的有机物,如含有不饱和键和芳香结构的有机物,一般认为色度是由C=C、苯环物质及金属离子等引起的真实色度。在低PAC投加量下,处于亚稳定状态的絮体与微气泡碰撞、结合,但由于带负电的絮体与带负电的微气泡间存在静电排斥力,使得气浮效果并未达到最优。随着PAC投加量的增加,同一混合体系中混凝剂和臭氧之间的互促增效作用产生了具有强氧化性的羟基自由基[28],其可氧化降解大分子有机化合物,从而形成了更多的小分子有机化合物[29],通过微气泡的上升带动污染物的去除,从而实现TOC、UV254和色度的去除。当PAC投加量高于130 mg·L−1时,絮凝体以网扫卷捕的混凝机理脱稳,形成较大的絮体,需要大量微气泡的粘附,故存在微气泡的结合,致使其破灭,不利于气浮,从而导致TOC、UV254和色度的变化呈稳定趋势。这与腐殖酸在混凝过程中最佳混凝剂投加量[30]相一致,即在等电点附近,这表明混凝预处理对DOF工艺去除性能起着重要作用。
2.2 不同种类PAM投加量对气浮效果的影响
为了探究不同种类的PAM投加量对气浮效果的去除性能,对比了不同PAC投加量下对腐殖酸的去除效果及气载絮体的微观拍摄图(图4)。结果表明,PAC投加量小于50 mg·L−1未形成气载絮体,PAC投加量大于130 mg·L−1形成较大的气载絮体,不利于气浮工艺。因此,选择使絮体处于亚稳定状态的PAC投加量50 mg·L−1和最佳脱稳状态的PAC投加量130 mg·L−1,研究了不同种类的PAM投加量对DOF工艺中溶解性有机物去除性能的影响,结果如图5所示。对于2种不同类型的PAM来说,PAM的投加均有利于TOC的去除,在达到最佳投加量后,变化趋势并不明显。在相同的PAC投加量下,阳离子PAM在最佳剂量下的去除效果高于阴离子PAM最佳剂量下的去除效果。针对阳离子型PAM,在PAC投加量为50 mg·L−1、PAM投加量为2 mg·L−1时,腐殖酸去除效果最佳;而对于PAC剂量为130 mg·L−1、PAM投加量为1 mg·L−1时,腐殖酸去除效果总体达到最优。对于阴离子型PAM,不论哪种PAC投加量,PAM投加量均为1 mg·L−1时腐殖酸去除效果均达到最优。这与絮凝体、PAM和微气泡间静电引力有着密切的关系。阳离子PAM的投加,通过电荷中和作用,利于污染物的气浮分离。而阴离子PAM的投加,覆盖在微气泡表面形成的气泡群利于絮体的气浮分离[31],同时絮凝体、PAM和微气泡间强的静电斥力不利于微气泡和絮体间的结合,因此,低PAM投加量下微气泡群占主导优势,腐殖酸去除性能呈增加趋势,而高投加量下强负电荷间的静电排斥力也占重要作用,使腐殖酸去除效果变化不明显。
2.3 不同种类PAM剂量对气载絮体形态特征的影响
2.3.1 不同种类PAM剂量对气载絮体大小的影响
比较不同种类PAM剂量下气载絮体的粒径变化,结果如图6所示。对于不同种类的PAM,与PAC投加量为50 mg·L−1时形成气载絮体的尺度相比,PAC投加量为130 mg·L−1时形成的气载絮体粒径较大,这与混凝过程中絮体的脱稳状态相关。在PAC投加量为130 mg·L−1时,颗粒处于最佳的脱稳状态,颗粒间和微气泡的碰撞几率较大,利于气载絮体的形成,则粒径较大。此外,不论哪种PAC投加量,在最佳PAM投加量之前,随着PAM剂量的增加,气载絮体粒径呈先增大后稳定的趋势,这表明在絮体表面PAM适量的吸附利于气载絮体的长大。阳离子型PAM最佳剂量下对应形成的气载絮体粒径大于阴离子型PAM最佳剂量下的粒径。即:在PAC投加量50 mg·L−1时,d阳离子(0.51 mm)>d阴离子(0.46 mm),如图7所示;在PAC投加量为130 mg·L−1时,阴、阳离子型PAM最佳剂量下形成的气载絮体粒径差异较小,如图8所示。这与PAM在颗粒表面的吸附方式有关。PAM剂量对气载絮体粒径的影响可从絮体、PAM高分子和微气泡间的相互作用关系解释。在PAC投加量为50 mg·L−1时,带负电的絮体间存在较强的静电斥力。加入阳离子型PAM后,一方面,带负电的腐殖酸颗粒被电中和进一步脱稳,粒间距离缩短;另一方面,表面吸附的PAM可电中和带负电的微气泡,利于气浮分离。在PAC投加量为130 mg·L−1时,等电点絮体间的静电力可忽略不计,通过氢键作用吸附在颗粒表面的阳离子型PAM可进一步中和微气泡的电荷,以此增加了颗粒和微气泡的碰撞和结合效率。有研究[32]表明,絮体和微气泡结合形成气载絮体的Zeta电位越接近等电点,越有利于气浮分离。这也解释了达到最佳气浮效果时,PAC投加量50 mg·L−1所需的阳离子型PAM剂量高于PAC投加量为130 mg·L−1时的PAM剂量。当PAM浓度较高时,高分子PAM在颗粒表面的覆盖率接近100%,颗粒表面已无吸附空位,架桥作用无法实现,颗粒因位阻效应较大而分散,絮体粒径反而减小,但微气泡的吸附使得气载絮体的粒径并未减小(P>0.05)。同样,对于阴离子型 PAM来说,吸附PAM的微气泡群利于在颗粒表面黏附,利于气浮分离,但颗粒、PAM 和微气泡间存在强的静电斥力,不利于气浮分离,是否有利于气浮分离主要取决于PAM的剂量。
2.3.2 不同种类PAM剂量对气载絮体二维分形维数的影响
图9反映了二维分形维数随不同种类PAM投加量变化的关系。王晓昌等[33-34]认为絮凝体分形维数与密度呈正相关,即分形维数越大,絮凝体越密实。由此可以推断,在DOF工艺中,气载絮体的分形维数越小,越利于气浮分离。对于同一类型PAM,2种PAC投加量对应的分形维数的大小与气载絮体尺度的变化相一致。即:在PAC投加量为130 mg·L−1时,絮体完全脱稳,形成致密的絮体,分形维数较大;而对于PAC剂量为50 mg·L−1时,絮体处于亚稳定状态,形成疏松的絮体,相应的分形维数较小。对于不同类型PAM,最优剂量选取变化曲线与二维分形维数变化曲线趋势相同。但对于阳离子型PAM、PAC投加量为50 mg·L−1的分形维数,在最佳PAM剂量时,气载絮体的分形维数并不是最小的,而随着PAM投加量的增加呈增加趋势,这与在颗粒表面通过强的静电引力吸附了大量的PAM有关,使得分形维数较大。
上述实验结果仍归因于絮体、PAM高分子与气泡间的相互作用。PAM剂量为0 mg·L−1时,絮体的生长主要靠电中和机理,易形成较致密的絮体,分形维数较大。对于阳离子型PAM,随着PAM投加量的增加,通常由于高分子伸展的链状吸附及远距离胶体间的架桥作用形成疏松的絮体结构,但由于絮体和微气泡在强静电引力的作用力下彼此靠近、结合,形成致密的气载絮体,分形维数增大;对于阴离子型PAM,颗粒、PAM高分子与微气泡间强的静电斥力使的少量微气泡的黏附,因此,较阳离子型PAM形成的气载絮体分形维数较大。
2.3.3 不同种类PAM剂量对接触角的影响
多相混合体系中微气泡和絮凝体间接触角随PAM剂量变化的关系如图10所示。图中反映的是颗粒表面的亲疏水性质。通常,接触角越大,表面的疏水性越强,气泡附着在表面的效果越好,则气浮效果越好[35]。对比去除性能曲线与接触角变化曲线可发现,接触角的变化趋势与去除效果呈正相关关系,即在PAC投加量不变时,随着PAM投加量的增加,存在最佳接触角。在低PAM投加量时,PAM的亲水基团以相互作用力吸附在絮体表面,疏水端远离水溶液,利用微气泡的上升力带动絮凝体远离水溶液,利于气载絮体的形成,从而利于污染物分离;随着PAM投加量增加,由于空间位阻的原因,根据热力学定律,絮体表面的PAM处于压缩状态,不利于微气泡和PAM的相互作用,则絮凝体和微气泡间的接触角降低。同样,固定PAC投加量时,阳离子PAM的接触角大于相同投加量阴离子PAM剂量下的接触角,这与颗粒、阳离子型PAM和微气泡间强静电吸附密切相关。
3. 结论
1)与PAC投加量50 mg·L−1相比,在PAC投加量为130 mg·L−1时,溶解性有机物的去除率较高,气载絮体的粒径、分形维数和接触角均较大。
2)PAM的投加提高了DOF工艺中的去除性能,且气载絮体尺寸、分形维数和接触角均较大。在PAC投加量为50 mg·L−1时,阴离子型PAM和阳离子型PAM最佳投加量分别为1 mg·L−1和2 mg·L−1;在PAC投加量130 mg·L−1时,阴离子型PAM和阳离子型PAM最佳投加量均为1 mg·L−1。
3)在最佳PAM投加量下,与阴离子PAM相比,阳离子型PAM形成气载絮体的大小和接触角较大,分形维数较小,且去除效果较好。
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表 1 组合权重分配表
Table 1. Combined weight allocation table
指标(P) 权重(W) P1 0.023 7 P2 0.044 6 P3 0.064 7 P4 0.069 4 P5 0.029 8 P6 0.069 4 P7 0.235 9 P8 0.160 2 P9 0.190 4 P10 0.111 9 表 2 各指标量化范围及最优值
Table 2. Quantitative range and optimal value of each index
因子名称 量化范围 最优值( )X∗(k) 土壤可蚀性 0~0.516 0 地震烈度 6~9 0 坡度 0~73.1° 0° 海拔 267~5 596 m 2 000 m 降水 421.6~1 320.2 mm 788 mm 温度 6.5~23.2 ℃ 18~20 ℃ 植被覆盖度 −1~1 1 断层 0~1 0 岩石类型 2.2~10 10 地貌 1~6 6 表 3 流域人居自然环境质量的Moran's I指数
Table 3. Moran's I index of natural environment quality of human settlements
Moran's I 指数 方差 Z得分 P值 0.782 0.000 2 538.777 0.000 -
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