ارزیابی فرآیند انعقاد و لخته سازی در حذف فلزات سنگین از پساب شیمیایی مجتمع فولاد مبارکه

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار دانشکده مهندسی عمران دانشگاه صنعتی اصفهان *(مسوول مکاتبات).

2 دانش آموخته کارشناسی ارشد مهندسی عمران محیط زیست، دانشکده فنی دانشگاه خوارزمی

10.22034/jest.2019.7721.1635

چکیده

زمینه و هدف: پساب حاصل از صنایع فولاد به عنوان یکی از منابع آلاینده فلزات سنگین نقش به سزایی در آلوده‌سازی محیط ایفا می‌نماید. لذا تصفیه بهینه و حذف این آلاینده‌ها جهت حفظ محیط‌زیست و رسیدن به استانداردهای تخلیه بسیار اهمیت دارد. در مجتمع فولاد مبارکه طی فرآیند تولید ورق‌های فولادی گالوانیزه و قلع اندود، پسابی تولید می‌شود که حاوی غلظت‌های بالایی از فلزات آهن و کروم می‌باشد. در این تحقیق به ارزیابی کارآیی فرآیند انعقاد و لخته سازی در حذف این فلزات از پساب تصفیه‌خانه شیمیایی مجتمع فولاد مبارکه پرداخته می‌شود.
روش بررسی: جهت طراحی آزمایش‌ها از روش طراحی مرکب مرکزی که متداول‌ترین نوع طراحی در روش رویه پاسخ است، استفاده می‌شود. متغیرهای مورد بررسی در این تحقیق چهار عامل pH، کدورت ورودی، غلظت منعقدکننده و غلظت کمک منعقدکننده می‌باشد که هر یک در پنج سطح مورد مطالعه قرار گرفته است. برای هر یک از فلزات مورد بررسی یک مدل رگرسیونی درصد حذف بر حسب عوامل موثر به دست آمده است.
یافته­ها: نتایج مرحله مدل‌سازی نشان می‌دهد pH تاثیرگذارترین عامل بر غلظت آهن خروجی و کدورت ورودی تاثیرگذارترین عامل بر درصد حذف کروم بوده است. نتایج مرحله‌ی بهینه‌سازی نشان می‌دهد غلظت بهینه منعقدکننده مورد استفاده (کلرور فریک) 397 میلی‌گرم بر لیتر، غلظت کمک منعقدکننده (پلی الکترولایت) 06/0 میلی‌گرم بر لیتر، pH بهینه 25/10 و کدورت ورودی بهینه 103 NTU می‌باشد
بحث و نتیجه­گیری: رویه پاسخ روش موثری در طراحی آزمایش‌ها  است که با ساخت مدل رگرسیونی مرتبه دوم از فرآیند انعقاد ولخته سازی، امکان پیش بینی شرایط مختلف بهره برداری و تاثیر هم‌زمان عوامل بر پاسخ فراهم می شود.
 

کلیدواژه‌ها


 

 

 

 

 

علوم و تکنولوژی محیط زیست، دورهبیست و یکم، شماره شش، شهریورماه 98

                                        

 

ارزیابی فرآیند انعقاد و لخته سازی در حذف فلزات سنگین از پساب شیمیایی مجتمع فولاد مبارکه

 

مسعود طاهریون [1]*

taheriyoun@cc.iut.ac.ir    

علیرضا معماری پور[2]

 

تاریخ دریافت:13/8/93

تاریخ پذیرش:21/6/95

 

چکیده

زمینه و هدف: پساب حاصل از صنایع فولاد به عنوان یکی از منابع آلاینده فلزات سنگین نقش به سزایی در آلوده‌سازی محیط ایفا می‌نماید. لذا تصفیه بهینه و حذف این آلاینده‌ها جهت حفظ محیط‌زیست و رسیدن به استانداردهای تخلیه بسیار اهمیت دارد. در مجتمع فولاد مبارکه طی فرآیند تولید ورق‌های فولادی گالوانیزه و قلع اندود، پسابی تولید می‌شود که حاوی غلظت‌های بالایی از فلزات آهن و کروم می‌باشد. در این تحقیق به ارزیابی کارآیی فرآیند انعقاد و لخته سازی در حذف این فلزات از پساب تصفیه‌خانه شیمیایی مجتمع فولاد مبارکه پرداخته می‌شود.

روش بررسی: جهت طراحی آزمایش‌ها از روش طراحی مرکب مرکزی که متداول‌ترین نوع طراحی در روش رویه پاسخ است، استفاده می‌شود. متغیرهای مورد بررسی در این تحقیق چهار عامل pH، کدورت ورودی، غلظت منعقدکننده و غلظت کمک منعقدکننده می‌باشد که هر یک در پنج سطح مورد مطالعه قرار گرفته است. برای هر یک از فلزات مورد بررسی یک مدل رگرسیونی درصد حذف بر حسب عوامل موثر به دست آمده است.

یافته­ها: نتایج مرحله مدل‌سازی نشان می‌دهد pH تاثیرگذارترین عامل بر غلظت آهن خروجی و کدورت ورودی تاثیرگذارترین عامل بر درصد حذف کروم بوده است. نتایج مرحله‌ی بهینه‌سازی نشان می‌دهد غلظت بهینه منعقدکننده مورد استفاده (کلرور فریک) 397 میلی‌گرم بر لیتر، غلظت کمک منعقدکننده (پلی الکترولایت) 06/0 میلی‌گرم بر لیتر، pH بهینه 25/10 و کدورت ورودی بهینه 103 NTU می‌باشد

بحث و نتیجه­گیری: رویه پاسخ روش موثری در طراحی آزمایش‌ها  است که با ساخت مدل رگرسیونی مرتبه دوم از فرآیند انعقاد ولخته سازی، امکان پیش بینی شرایط مختلف بهره برداری و تاثیر هم‌زمان عوامل بر پاسخ فراهم می شود.

 

واژه های کلیدی: انعقاد و لخته سازی، فلزات سنگین، روش رویه پاسخ،  طراحی مرکب مرکزی، بهینه سازی.

 

J. Env. Sci. Tech., Vol 21, No.6,August, 2019

 

 

 

 

 


Evaluation of Coagulation and Flocculation Process in Removal of Heavy Metals from Chemical Wastewater of MobarakehSteel Complex

 

Masoud Taheriyoun [3] *

taheriyoun@cc.iut.ac.ir 

Alireza Memaripour [4]

 

Admission Date:September 11, 2016

 

Date Received: November 4, 2014

 

Abstract

Background and Objective: Wastewater from the steel industry as one of the heavy metal pollution sources plays an important role in environmental pollution. Therefore, the optimal treatment and removal of these pollutants are very important to protect the environment and achieve discharge standards. In the Mobarakeh Steel Complex, wastewater is produced during the production of galvanized steel and tin-plated steel, containing high concentrations of ferrous and chromium metals. In this study, the efficiency of the coagulation and flocculation process in removing these metals from the wastewater of Mobarakeh Steel chemical treatment plant is investigated.

Method: To design the experiments, the central composite design method, which is the most common design type in response surface methodology (RSM), is used. The variables studied in this study are four factors of pH, inlet turbidity, coagulant and coagulant aid concentrations that each is studied at five levels. For each of the studied metals, a regression model of removal percentage is obtained based on the effective factors.

Findings: Results of the modeling stage shows that pH is the most effective factor on the effluent iron concentration and inlet turbidity is the most effective factor on chromium percent removal. The optimization results show the optimum coagulant dose (ferric chloride) 397 mg/L, coagulant aid concentration (polyelectrolyte) 0.06 mg/L, optimum pH of 10.25 and optimum inlet turbidity of 103 NTU.

Discussion & Conclusion: RSM is an effective method in experimental design that by developing a second-order regression model of the coagulation-flocculation process, it is possible to predict different operating conditions and simultaneous effect of factors on the response.

 

Keywords: coagulation and flocculation, heavy metals, response surface method (RSM), central composite design, optimization

 

 

مقدمه


بسیاری از فاضلاب های صنعتی حاوی فلزات سنگین هستند که در صورت تخلیه بدون تصفیه به محیط سبب آسیب رساندن به محیط‌زیست و به خطر انداختن سلامت انسان‌ها می‌شوند(1). پساب صنایع فولادی حاوی مقادیر بالایی از فلزات سنگین است که در مراحل مختلف فرآیند تولید فولاد مانند آهک پزی، گندله‌سازی، تولید و پرداخت شمش (تختال) و نیز عملیات خنک‌کاری، ریخته گری مداوم و واحدهای تولید ورق گالوانیزه، قلع اندود و رنگی تولید می‌شود (2و3و4). سرب، کادمیوم، کروم ،آهن، مس، جیوه، نیکل و روی از جمله مهم‌ترین فلزات سنگین می باشند که به عنوان آلاینده در محیط‌زیست شناخته می‌شوند. در حال حاضر روش‌های متنوعی جهت حذف فلزات سنگین از محیط آبی وجود دارد که از جمله می‌توان به روش‌هایی چون فیلتراسیون، جذب سطحی، اکسیداسیون، اسمز معکوس، انعقاد و لخته سازی و ترسیب شیمیایی اشاره نمود (5- 10).

روش انعقاد و لخته‌سازی یکی از مهم‌ترین و پرکاربرد ترین روش‌ها جهت تصفیه پساب صنعتی می باشد که در آن با کنترل عوامل مختلفی نظیر دما، pH و زمان ماند غلظت منعقدکننده می‌توان راندمان فرآیند را تا میزان زیادی افزایش داد. در آزمایش‌های متداول در صورت وجود چند عامل موثر در یک فرآیند، در هر نوبت از آزمایش، یکی از عوامل به صورت متغیر و سایر عوامل به صورت ثابت در نظر گرفته می‌شوند  که این شکل از انجام آزمایش در صورت تعدد عامل‌ها و سطوح تعریف شده، باعث ایجاد تعداد بسیار زیاد آزمایش شده و انجام آن منجر به صرف هزینه و زمان زیادی خواهد شد (11و12و13). در چنین شرایطی روش های طراحی آزمایش  (DOE) می‌تواند با بهره‌گیری از روشهای آماری، تعداد آزمایش‌ها را به طور قابل توجهی کاهش دهد. طراحی آزمایش شامل یک سری از آزمایش‌ها است که در آن به طور آگاهانه در متغیر‌های ورودی فرآیند، تغییراتی ایجاد می‌گردد تا از این طریق میزان تغییرات حاصل در پاسخ خروجی فرآیند مشاهده و شناسایی شود. روش رویه پاسخ  (RSM) یکی از کارآمدترین روش‌های طراحی آزمایش می‌باشد که با انجام اصلاحاتی در روش مشهور تاگوچی، اولین بار توسط دو محقق به نام‌های باکس و ویلسون در سال 1951 ابداع گردید. از جمله مهم‌ترین مزایای استفاده از این روش می‌توان به صرفه‌جویی در وقت و هزینه از طریق کاهش چشمگیر تعداد آزمایش‌ها، قابلیت تعیین حالت بهینه برای هر پارامتر و نیز تهیه مدل رگرسیونی فرآیند مورد بررسی اشاره کرد (14و15). مهمترین تحقیقات انجام شده در این زمینه شامل به موارد زیر می‌باشند:

خلیل مقدم و گشتیل (1391) روش‌های حذف فلزات سنگین از پساب‌های صنعتی شامل فرآیندهای جذب زیستی و جاذب پوکه معدنی طبیعی، استخراج شکل جامد با استفاده ازفوم پلیمری، ترسیب الکتروشیمیایی و فیلتراسیون را بررسی کردند. نتایج نشان می‌دهد روش جذب با پوکه معدنی روش ارزانی نسبت به دیگر روش‌هاست، اما برای غلظت‌های بالای فلزات سنگین روش ترسیب الکتروشیمیایی مناسب‌تر می‌باشد(16).Charerntanyarak (1999)  راندمان فرآیند انعقاد و لخته‌سازی پساب سنتزی حاوی فلزات سنگین  Zn، Cd، Mn و Mg را بررسی نمود. نتایج نشان داد pH بهینه جهت حذف، در صورت استفاده از آهک به عنوان منعقدکننده برابر 5/9 بوده و در صورت استفاده از 250 میلی‌گرم بر لیتر سدیم سولفات میزان راندمان فرآیند به طور قابل ملاحظه‌ای افزایش می‌یابد(17).

El Samrani et al (2008). استفاده از دو منعقدکننده‌ی کلرورفریک و پلی آلومینیوم کلراید را برای حذف کدورت و فلزات سنگین Cr، Pb، Zn و Cu بررسی کردند. نتایج نشان داد که غلظت نهایی فلزات رابطه‌ی مستقیمی با کدورت نهایی پساب در هر دو نوع منعقدکننده دارد (18). Heredia et al. (2009) میزان تاثیرگذاری منعقدکننده‌ی جدید ساخته شده از جوهر مازو(تانین) را در حذف فلزات Zn، Ni، و Cu مورد مطالعه قرار دادند. نتایج نشان داد در صورت استفاده از 150 میلی‌گرم بر لیتر جوهر مازو، 75 در صد از غلظت عناصر مذکور کاهش می یابد (19).

(2012) Liu et al. کاربرد منعقدکننده‌‌های پلی سولفات فریک، کلرورفریک و سولفات فریک را در تصفیه پساب شیرابه یک مرکز دفن با استفاده از روش طراحی آزمایش «رویه پاسخ» بررسی نمودند. در حالت بهینه استفاده از پلی سولفات فریک با غلظت 8 میلی‌گرم بر لیتر درpH برابر 6، کلرورفریک با غلظت 10 میلی‌گرم بر لیتر درpH برابر 8 و سولفات فریک با غلظت 12 میلی‌گرم بر لیتر در pH برابر 5/7 بیشترین میزان حذف هیومیک اسید را دارند (20).

Shahzad et al. (2014) به بررسی استفاده از دو منعقدکننده‌ی آلوم و پودر گیاه اولیفرا در حذف فلزات سنگین کروم و سرب پرداختند. سه عامل pH، غلظت منعقدکننده و هدایت الکتریکی به عنوان عوامل موثر در بهینه‌سازی در نظر گرفته شده‌اند. شرایط بهینه برابر 2 گرم برلیتر پودر گیاه اولیفرا، 20 میلی گرم بر لیتر آلوم در pH برابر 6/6 و هدایت الکتریکی برابر 3 میلی زیمنس بر سانتی متر می‌باشد(21).

هدف از انجام این تحقیق، بهینه‌سازی فرآیند انعقاد و لخته‌سازی پساب تصفیه‌خانه گالوانیزه مجتمع فولاد مبارکه با هدف حذف دو فلز سنگین آهن و کروم می باشد. مراحل طراحی آزمایش با استفاده از مدل طراحی آزمایش« رویه پاسخ» انجام گرفته است. متغیرهای تاثیرگذار در این تحقیق چهار عامل غلظت منعقدکننده (کلرورفریک)، غلظت کمک منعقدکننده (پلی الکترولیت)، pH و کدورت اولیه در نظر گرفته شده که در مرحله بهینه‌سازی مقدار بهینه هریک مشخص می شود.

مواد و روش ها

مواد و وسایل

وسایل و دستگاه‌های مورد استفاده در این تحقیق در جدول (1) نشان داده شده است.

جدول 1- وسایل و دستگاه‌های مورد استفاده در این تحقیق

Table1. Devices and equipment used in this study

نام وسیله

کارخانه سازنده و مدل

جارتست

Phipps &Bird 7790

pH  متر

Metrohm 692

ترازو دیجیتال

Metter AE240

کدورت سنج

Orbeco Hellige

دستگاه جذب اتمی

FAAF 5000

کلیه ظروف شیشه ای

Schot

پساب مورد استفاده در این تحقیق از تصفیه‌خانه‌ی پساب گالوانیزه و قلع اندود مجتمع فولاد مبارکه اصفهان نمونه‌برداری شده است. پساب مورد نظر از ترکیب چهار نوع پساب کرومی، فنلی، روغنی و اسیدی- قلیایی تشکیل شده که پیش از ترکیب، هریک به صورت جداگانه پیش تصفیه می‌گردد. مشخصات پساب ورودی به تصفیه‌خانه مطابق جدول (2) می‌باشد. طبق این جدول از میان فلزات سنگین مورد مطالعه تنها دو فلز آهن و کروم در محدوده‌ی خارج از استاندارد تخلیه به آب‌های سطحی قرار دارد.

 


جدول 2- مشخصات پساب مورد مطالعه

Table2. Studied wastewater characteristics

استاندارد تخلیه به آب‌های سطحی (mg/L)

محدوده‌ی تغییرات در پساب (mg/L)

آلاینده

ردیف

50

120-50

turbidity

کدورت

1

60

400-150

COD

اکسیژن مورد نیاز شیمیایی

2

400

10 >

SO2

سولفات

3

3

8-3

Fe

غلظت یون آهن

4

2

4/3-6/0

Cr

کروم

5

1/0

04/0-02/0

Cd

کادمیوم

6

1

42/0-2/0

Zn

روی

7

2

4/1-2/0

Pb

سرب

8

100

4-5/0

Mg

منیزیم

9

2

بسیار ناچیز

Ni

نیکل

10

75

10-2

Ca

کلسیم

11

5

بسیار ناچیز

Al

آلومینیوم

12

 

منعقدکننده‌ی مورد استفاده از نوع کلرورفریک با درصد خلوص 41 درصد و کمک منعقدکننده‌ی مصرفی، پلی الکترولایتPERROCRYL 8723  محصول شرکت هنکل آلمان می باشد.

روش آزمایش

آزمایش جارتست

آنالیز جارتست براساس روش استاندارد ASTM 2035 انجام شده است. آزمایش جار در واقع مدلی کوچک از واحدهای اختلاط سریع، انعقاد، لخته‌سازی و ته نشینی می باشد. بر این اساس از بشرهای 1 لیتری استاندارد به عنوان ظروف آزمایش استفاده می‌گردد. نمونه ها براساس برنامه آزمایش ابتدا به مدت دو دقیقه با سرعت 80 تا 120 دور بر دقیقه و پس از آن به مدت 20 دقیقه با سرعت 20 دور بر دقیقه، مخلوط می‌گردند. سپس ظروف از زیر دستگاه آزمایش جار خارج شده و مدت 30 دقیقه جهت ته‌نشینی، ساکن نگه داشته می‌شود. پس از مرحله ته نشینی، میزان مورد نیاز نمونه از حدود 2 سانتی متری سطح ظرف توسط سرنگ برداشته شده و جهت انجام آزمایش جذب اتمی مورد استفاده قرار می گیرد(22).

آنالیز جذب اتمی

جهت اندازه گیری غلظت عناصر کروم و آهن از روش اسپکتروفتومتری جذب اتمی مطابق با دستور العمل ASTM E1812 استفاده شده است. برای آنالیز با این روش، نمونه باید در اسید های معدنی حل شده و به دستگاه داده شود. در یک تجزیه جذب اتمی توسط دستگاه، عنصر مورد اندازه‌گیری توسط شعله تبخیر می‌شود و به حالت عنصری کاهش می‌یابد. دقت این روش در حد ppm  بوده و برای هر عنصر نیاز به لامپ مخصوص آن عنصر می‌‌باشد. لازم به ذکر است در اندازه‌گیری عنصر کروم با این روش، مجموع کروم سه ظرفیتی و شش ظرفیتی محاسبه می‌شود (23).

آنالیز کدورت

برای انداز‌ه‌گیری کدورت از دستگاه Digital Direct – Reading Turbidimeter ساخت شرکت Metrohm سوییس استفاده شده است. این آنالیز مطابق با دستورالعمل 2130 کتاب روش‌های استاندارد انجام شده است. در این روش ابتدا دستگاه کدورت‌سنج با استفاده از محلول‌های فرمازین (استانداردهای مرجع) تنظیم و کالیبره می شود. برای کار با دستگاه پس از روشن کردن، سلول حاوی نمونه‌ی استاندارد را درون دستگاه قرار می‌دهیم. سپس دکمه ی Read را فشار داده و مقدار آن را می خوانیم. اگر این عدد محدوده‌ی درست را به ما نشان دهد، دستگاه کالیبره می‌شود و ما می توانیم سل حاوی نمونه را درون دستگاه گذاشته و دکمه‌ی Read را فشار دهیم. عدد قرائت شده میزان کدورت را بر حسب NTU بیان می‌کند (24).

طراحی آزمایش

آزمایش‌های طراحی شده در این تحقیق توسط نرم افزار Design Expert 8 و به روش استاندارد رویه پاسخ که روش«طراحی مرکب مرکزی» می‌باشد، انجام گرفته است. مزیت اصلی این روش نسبت به سایر روش‌ها کاهش خطای تصادفی مدل به دلیل تکرار آزمایش‌ها و قابلیت پیش بینی بهتر مدل در اطراف نقاط مرکزی بازه‌ها می‌باشد .در این روش هر عامل در پنج سطح تعریف می‌گردد و دارای سه گروه نقطه طراحی شامل نقاط فاکتوریل، محوری و مرکزی می باشد. نقاط فاکتوریل در بردارنده بازه‌ی اصلی تغییرات یک متغیر (عامل) می باشد و توسط کاربر به مدل داده می شود. نقاط محوری در بردارنده نقاط محدودی خارج از بازه‌ی اصلی تغییرات عامل مورد نظر می‌باشد و توسط مدل مشخص می‌شود و نقاط مرکزی برابر میانگین کمترین و بیشترین مقدار هر عامل می باشد (25).

تعداد آزمایش ها در روش طراحی مرکب مرکزی به صورت رابطه (1) محاسبه می شود:

رابطه (1)

+2K+  

در رابطه بالا K تعداد عوامل و Cp بیانگر تعداد نقاط تکرار می­باشد.

در روش طراحی آزمایش به روش رویه پاسخ، به دلیل وجود متغیر های فراوان، داده ها به صورت کد شده تبدیل می شوند. این کار باعث می شود مقایسه متغیرها با یک‌دیگر به راحتی انجام گیرد. روش تبدیل داده ها به کد مطابق رابطه (2) می­باشد:

رابطه(2)

 

که در آن  مقدار کدشده متغیر،  مقدار واقعی متغیر،  مقدار میانگین متغیر در بازه‌‌ی اصلی تغییرات و  و  به ترتیب کران بالا و پایین بازه‌ی اصلی تغییرات می باشد.

آنالیز واریانس

در طراحی آزمایش به دلیل این‌که تنها بخشی از آزمایش‌ها انجام می‌شود، باید از نتایج اطمینان حاصل شود. آنالیز واریانس روش استاندارد آماری است که به بررسی کمی و کیفی داده ها پرداخته و میزان معنی‌دار بودن تاثیر هر عامل را بر پاسخ مورد نظر بررسی می‌نماید. در این روش، تحلیل اطلاعات به صورت مستقیم انجام نمی گیرد، بلکه با تحلیل و بررسی تغییرات داده‌ها، درجه اطمینان محاسبه می‌شود. هدف اصلی از این آنالیز، استخراج واریانس هریک از عوامل نسبت به واریانس کل است. نتایج آنالیز واریانس شامل درجه آزادی هریک از عوامل (DOF)، واریانس هر عامل (V)، مجموعه مربعات (SS)، نسبت واریانس هر عامل به واریانس خطا (F) و درصد تاثیر هر عامل بر تابع هدف (P) می باشد. پس از تحلیل واریانس، امکان تعیین ضریب برازش(R2) و نیز نسبت سیگنال به نویز (S/N) فراهم می‌شود. ضریب برازش عددی در بازه‌ی صفر و یک بوده و نشان‌دهنده‌ی میزان موفقیت مدل در برازش داده‌ها می‌باشد. نسبت سیگنال به نویز نیز نشان دهنده‌ی حساسیت مدل به عوامل غیر قابل کنترل می‌باشد و مقادیر بالاتر آن کفایت هرچه بیشتر مدل را نشان می‌دهد. در حالت کلی مقدار سیگنال به نویز بالاتر از 4 قابل قبول می‌باشد(25).

 نتایج

آزمایش‌های اولیه برای تعیین محدوده عوامل

عامل غلظت منعقدکننده

همان گونه که بیان شد منعقدکننده‌‌ی مورد استفاده در این آزمایش، کلرور فریک با خلوص 57/40 درصد FeCl3 می‌باشد. آزمایش‌های اولیه جهت تعیین محدوده مناسب این عامل به عنوان عامل ورودی به مدل سطح رویه، در شکل (1) نشان داده شده است. در آزمایش‌های مذکور غلظت کمک‌ منعقدکننده بر حسب میلی‌گرم بر لیتر، کدورت ورودی بر حسب NTU  و pH به ترتیب  برابر 1/0 ، 60 و 11 می‌باشد. با توجه به نتایج آزمایش‌های اولیه بازه تغییرات این عامل در محدوده 350 تا750 میلی گرم بر لیتر در نظر گرفته شده است.

 

 

شکل 1-نتایج آزمایش‌های اولیه جهت تعیین محدوده مناسب دوز منعقدکننده

Figure 1. Results of primary tests to find the appropriate range of coagulant dose

عامل غلظت کمک منعقدکننده

 

کمک منعقدکننده مورد استفاده در این آزمایش پلی الکترولایت مدلPERROCRYL 8723  ساخت شرکت هنکل می‌باشد. آزمایش‌های اولیه جهت تعیین محدوده مناسب این عامل در شکل (2) نشان داده شده است. در آزمایش‌های مذکور غلظت منعقدکننده برحسب میلی‌گرم بر لیتر، کدورت اولیه بر حسب NTU و pH به ترتیب  برابر 400 ،50 و 5/11 می‌باشد. باتوجه به نتایج آزمایش‌های اولیه و ملاحظات اقتصادی، بازه تغییرات این عامل نیز در محدوده 05/0 تا 25/0 میلی گرم برلیتر درنظر گرفته شده است.

 

 

شکل 2- نتایج آزمایش‌های اولیه جهت تعیین محدوده مناسب کمک منعقدکننده

Figure 2. Results of primary tests to find the appropriate range of dose of coagulant aid

 


عامل  pH

از آن‌جایی که محدوده تغییرات pH پساب در هنگام ورود به واحد انعقاد و لخته‌سازی تصفیه‌خانه مورد نظر به صورت آنلاین پایش و ثبت می‌شود، بازه تغییرات مورد نظر برای این عامل با توجه به  تغییرات pH پساب در محدوده‌ی 5/9 تا 5/12 درنظر گرفته شده است.

عامل کدورت ورودی

با توجه به ماهیت متغیر پساب این واحد، بازه تغییرات عامل کدورت ورودی در یک بازه زمانی دو هفته ای مورد بررسی قرار گرفته و با توجه به نتایج به‌دست آمده، بازه‌ی تغییرات این عامل در محدوده 40 تا 120 NTU درنظر گرفته شده است. در جدول (3) چهار عامل مورد بررسی در این تحقیق به همراه بازه‌ی تغییرات هریک نشان داده شده است.


 

جدول 3- عوامل در نظر گرفته شده در آزمایش و بازه تغییرات آن ها

Table 2. Assumed factors in the experiment and their range of variations

بازه‌ی تغییرات بادر نظر گرفتن ضریب آلفا برابر 2

بازه‌ی اصلی تغییرات

واحد

علامت اختصاری

متغیر(عامل)

کران بالا

کران پایین

کران بالا

کران پایین

750

350

650

450

میلی‌گرم بر لیتر mg/L

A

غلظت منعقدکننده (کلرورفریک)

25/0

05/0

0/2

1/0

میلی‌گرم بر لیتر mg/L

B

غلظت کمک ‌منعقدکننده (پلی الکترولایت)

5/12

5/9

75/11

25/10

-

C

pH

120

40

100

60

میلی‌گرم بر لیتر mg/L

D

کدورت ورودی


 

مدل سازی


آزمایش‌های طراحی شده توسط نرم‌افزاردر جدول (4) نشان داده شده است. همان گونه که در این جدول مشخص است، بر اساس داده های ورودی، نرم افزار تعداد 30 سری آزمایش طراحی نموده است که از این تعداد 6 آزمایش به صورت تکراری می باشد. در جدول (2) هم‌چنین نتایج آزمایش جذب اتمی هر یک از نمونه ها نشان داده شده است. پاسخ اول مربوط به غلظت آهن خروجی و پاسخ دوم مربوط به درصد حذف یون کروم کل می باشد. دلیل این‌که در مورد پاسخ یون آهن از درصد حذف استفاده نشده است، افزایش غلظت این یون در برخی از نمونه‌ها پس از انجام آزمایش می‌باشد. این امر به دلیل وجود یون آهن در ماده منعقدکننده کلرورفریک می‌باشد.

در این تحقیق برای هر دو پاسخ مورد بررسی، مدل مرتبه دوم (Quadratic) داده ها را به نحو مناسب تری برازش می نماید. معادله‌های رگرسیونی حاصل از این برازش مطابق رابطه (3) و (4) می باشد که در آن مقادیر متغیرها باید بر اساس رابطه (2) به صورت کد شده وارد شود.

 

Output Fe  =                                                                                                                    رابطه (3)

2.61429 + 3.46708 A + 0.317917 B - 6.09125 C - 1.37125 D + 0.405074 A*A -0.0399256 B*B + 3.00757 C*C + 1.76757 D*D + 0.560625 A*B - 5.96313 A*C -0.100625 A*D - 0.764375 B*C - 0.934375 B*D + 0.641875 C*D 

  

Chromium Removal =                                                                                                      رابطه (4)

97.0842 - 0.518042 A - 0.407933 B + 1.13397 C + 3.25949 D + 0.186963 A*A + 0.185226 B*B - 0.239212 C*C - 2.09990 D*D - 1.80801 A*B + 2.59972 A*C -0.219550 A*D + 0.601725 B*C + 0.895825 B*D - 0.504112 C*D  

 

 

 

 

 

 

جدول 4- آزمایش‌های طراحی شده و نتایج پاسخ‌های مربوطه بر اساس روش طراحی مرکب مرکزی

Table 4. Designed experiments and relevant responses based on central composite design method

شماره آزمایش

عوامل

پاسخ‌ها

غلظت کلرورفریک(A)

(mg/L)

غلظت پلی الکترولایت(B )

(mg/L)

pH (C)

کدورت ورودی(D)

(NTU)

غلظت آهن خروجی

(mg/L)

درصد حذف کروم%

1

450

10/0

25/10

60

31/3

02/91

2

650

10/0

25/10

60

7/19

40/98

3

450

20/0

25/10

60

5/5

40/98

4

650

20/0

25/10

60

75/28

92/76

5

450

10/0

75/11

60

08/3

65/89

6

650

10/0

75/11

60

25/0

27/98

7

450

20/0

75/11

60

55/2

51/90

8

650

20/0

75/11

60

64/1

00/96

9

450

10/0

25/10

100

37/1

12/98

10

650

10/0

25/10

100

15/24

83/94

11

450

20/0

25/10

100

32/2

53/99

12

650

20/0

25/10

100

7/22

36/94

13

450

10/0

75/11

100

22/6

65/97

14

650

10/0

75/11

100

49/0

65/97

15

450

20/0

75/11

100

75/3

12/98

16

650

20/0

75/11

100

61/0

06/91

17

550

15/0

11

80

54/2

47/96

18

550

15/0

11

80

5/2

67/97

19

550

15/0

11

80

64/2

47/96

20

550

15/0

11

80

7/2

93/96

21

350

15/0

11

80

69/0

97/98

22

750

15/0

11

80

2/7

51/98

23

550

05/0

11

80

57/2

01/99

24

550

25/0

11

80

76/1

46/98

25

550

15/0

5/9

80

6/28

07/95

26

550

15/0

5/12

80

11/0

01/99

27

550

15/0

11

40

83/16

08/81

28

550

15/0

11

120

96/1

12/98

29

550

15/0

11

80

42/2

02/98

30

550

15/0

11

80

86/2

53/97


نتایج حاصل از تحلیل واریانس داده های این آزمایش در جدول (5) نشان داده شده است. طبق این جدول مقدار F-Value  مدل «آهن خروجی» و «درصد حذف کروم» به ترتیب 39/33 و 14/21 می‌باشد و براساس مقدار P-Value هر مدل تنها 01/0 درصد احتمال دارد که مقدار بالای F-Value مربوط به نویز باشد. به عبارت دیگر بالابودن این ضریب به دلیل تاثیر بالای عوامل کنترل پذیر(سیگنال) نسبت به عوامل کنترل ناپذیر (نویز) در مدل می‌باشد. مقدار F-Value مدل وقتی قابل قبول است که از مقدار F critical بیشتر باشد که در این مدل با توجه به درجه آزادی 14 مدل، F critical  هردو مدل برابر 6/4 می‌باشد. در جدول مذکور R-Squared ضریب همبستگی، Adj R-Squared ضریب همبستگی اصلاح شده و Pred R-Squared ضریب همبستگی پیش بینی کننده می­باشد. در یک تحلیل آماری مناسب، ضریب همبستگی بهتر است نزدیک به 1 بوده و ضرایب همبستگی اصلاح شده و پیش بینی کننده اختلافی بیش از 2/0 نداشته باشند. هم‌چنین پارامتر دقت کافی (Adeq Precision)، نسبت سیگنال به نویز را اندازه‌گیری می‌کند که در حالت کلی نسبت بزرگ تر از 4 مطلوب است(24). همان‌گونه که مشخص است برای هر دو مدل مورد بررسی تمامی ضرایب فوق در محدوده‌ی مطلوب قرار دارد که نشان‌دهنده کفایت هر دو مدل می‌باشد.


جدول 5- نتایج حاصل از تحلیل واریانس مدل غلظت آهن خروجی و درصد حذف کروم

Table 5. Results of analysis of variance of effluent iron concentration and percent removal of Chromium

مدل

F-Value

p-value

Prob > F

ضریب همبستگی

(R-Squared)

ضریب همبستگی اصلاح شده

(Adj R-Squared)

ضریب همبستگی پیش‌بینی کننده (Pred R-Squared)

نسبت سیگنال به نویز

(Adeq Precision)

غلظت آهن خروجی

39/33

0001/0>

9212/0

8936/0

7099/0

948/17

درصد حذف کروم

14/21

0001/0>

9769/0

9307/0

7609/0

885/17


در شکل (3) نمودارهای احتمال نرمال مدل مربوط به دو پاسخ غلظت آهن خروجی و درصد حذف یون کروم نشان داده شده است. همان گونه که مشخص است در هر دو نمودار، نقاط طراحی پراکندگی ناچیزی از خط مورب دارند که حاکی از کفایت دو مدل می‌باشد.


 

 

شکل 3- نمودار احتمال نرمال پاسخ غلظت آهن خروجی(سمت راست) و درصد حذف یون کروم(سمت چپ)

Figure 3. Normal probability diagram of response of effluent iron concentration (right) and percent removal of chromium (left)


در شکل (4)، نمودار آشفتگی دو مدل مذکور نشان داده شده است. نمودار آشفتگی مقایسه اثرات همه‌ی عوامل را در یک نقطه مشخص در فضای طراحی آسان می‌کند. شیب تند یا انحنا در این نمودار نشان دهنده این است که پاسخ به عامل مورد نظر حساس است. یک خط نسبتا صاف عدم حساسیت پاسخ را به تغییرات آن عامل نشان می‌دهد. همان گونه که در نمودار آشفتگی (شکل 4 -الف) مشخص شده، عامل pH (C) بیشترین و عامل غلظت کمک منعقدکننده (B)، کمترین تاثیر را بر غلظت آهن خروجی دارد. در خصوص فلز کروم نیز ( شکل 4 -ب) عامل کدورت ورودی (D) بیشترین تاثیر و دو عامل غلظت منعقدکننده (A) و غلظت کمک منعقد کننده (B) به طور مشترک کمترین تاثیر را بر درصد حذف کروم دارد.


 

               (الف)                                                                                                 (ب)

شکل 4- نمودار آشفتگی پاسخ (الف) غلظت آهن خروجی (ب)درصد حذف یون کروم

Figure 4. Response perturbation diagram: response of effluent iron concentration (right) and percent removal of chromium (left)


جهت بررسی اثرات هم‌زمان دو پارامتر بر پاسخ، در شکلهای (5) و (6) نمودار کانتور دوبعدی تاثیر متغیرها بر پاسخ درصد حذف کروم و پاسخ غلظت آهن خروجی نشان داده شده است. شکل (5- الف) اثر متقابل کدورت ورودی و پلی الکترولیت را مشخص می‌کند. همان‌طور که از جهت خطوط کانتور مشخص است، میزان تاثیر غلظت پلی الکترولیت بر حذف کروم در برابر کدورت ورودی ناچیز بوده و از طرفی با افزایش کدورت ورودی درصد حذف تا بالای 98% افزایش می‌یابد. مطابق شکل (5- ب) مقادیر pH و FeCl3 در حد بالای بازه تغییرات‌شان راندمان حذف 99% را نشان داده‌اند.

شکل (6 – الف) نیز نشان دهنده تاثیر کم پلی الکترولیت بر غلظت آهن خروجی است. هم‌چنین کدورت بیشتر از 70 NTU نیز بر کاهش آهن خروجی تاثیر محسوسی نداشته است. شکل (6- ب) نیز نشان دهنده آن است که افزایش pH تاثیر بهتری در کاهش غلظت آهن خروجی در مقایسه با مقادیر مختلف کلرور فریک دارد. تاثیر کلرور فریک در حد پایین بازه تغییرات pH محسوس‌تر است.

 


 

               (الف)                                                                                                 (ب)

شکل 5- نمودارهای کانتور دوبعدی پاسخ درصد حذف یون کروم (الف- B و D، ب- Aو C)

Figure 5. Two dimentional contours of the response of chromium percent removal (a. B&D b. A&C)

 

 

               (الف)                                                                                                 (ب)

شکل 6- نمودارهای کانتور دوبعدی پاسخ غلظت آهن خروجی (الف- B و D، ب- Aو C)

Figure 6. Two dimentional contours of the response of effluent iron concentration (a. B&D b. A&C)

 


بهینه سازی

 

متغیر‌های موثر بر بهینه‌سازی فرآیند انعقاد و لخته‌سازی مورد بررسی، 6 متغیر غلظت منعقدکننده، غلظت کمک منعقدکننده، pH، غلظت کدورت ورودی، غلظت آهن خروجی و درصد حذف کروم می باشد که از این میان 4 متغیر اول به عنوان عوامل ورودی و دو متغیر آخر به عنوان پاسخ‌ خروجی در مرحله مدل سازی می‌باشند. در مواردی که متغیرهای فراوانی بر فرآیند بهینه‌سازی تاثیرگذار باشد، سناریو‌های مختلفی را می‌توان برای بهینه‌سازی فرآیند در نظر گرفت. سناریوی انتخابی که با در نظرگرفتن ملاحظات بهره‌برداری و پس از مشورت با کارشناسان بهره‌برداری تصفیه‌خانه مجتمع فولاد مبارکه انتخاب شده، در جدول (6) نشان داده شده است. در این سناریو برای متغیرهای غلظت منعقدکننده و غلظت کمک منعقدکننده، هدف حداقل کردن میزان مصرف این مواد بوده و درجه اهمیت آن‌ها به ترتیب سه و چهار در نظر گرفته شده است. در مقابل هدف متغیر «غلظت آهن خروجی» قرار گرفتن در بازه‌ی استاندارد زیست محیطی (3میلی‌گرم بر لیتر) با درجه اهمیت سه می‌باشد. متغیر «درصد حذف کروم» نیز با هدف حداکثر نمودن و با درجه اهمیت 5 ( بالاترین اهمیت) در نظر گرفته شده است. در جدول (7) بهینه ترین حالت بر اساس سناریوی انتخابی توسط نرم افزار انتخاب شده است.


 


جدول 6- سناریوی انتخابی جهت بهینه سازی فرآیند انعقاد و لخته‌سازی

Table 6. Selected scenario for optimization of coagulation flocculation process

عامل

هدف

حد پایین

حد بالا

درجه اهمیت

منعقدکننده (کلرورفریک):A

می‌نیمم کردن

350

750

3

کمک منعقدکننده (پلی الکترولایت) :B

می‌نیمم کردن

05/0

25/0

4

pH :C

قرار گرفتن در بازه

25/10

75/11

2

کدورت ورودی:D

قرار گرفتن در بازه

40

120

1

غلظت آهن خروجی

قرار گرفتن در بازه

1/0

3

3

درصد حذف کروم

ماکزیمم کردن

75

100

5

 

جدول 7- حالت بهینه پیشنهادی بر اساس سناریوی انتخابی

Table 7. Proposed optimized case based on the selected scenario

ردیف

غلظت منعقدکننده (mg/L)

غلظت کمک منعقدکننده (mg/L)

pH

کدورت اولیه (NTU)

غلظت آهن خروجی

(mg/L)

درصد حذف کروم

مطلوبیت

1

397

06/0

25/10

103

22/0

97

923/0


بحث

 

مقایسه نتایج به دست آمده در این مطالعه با مطالعات قبلی در جدول (8) بیان شده است. در این جدول نتایج مطالعات از جنبه‌های مختلف شامل نوع منعقد کننده، نوع آلاینده، عوامل موثر، روش طراحی آزمایش‌ها، و نتایج مورد مقایسه قرار گرفته‌اند. همان‌طور که ملاحظه می‌شود، عوامل موثر در اکثر مطالعات دو عامل ماده منعقد کننده و pH در نظر گرفته شده است. از طرفی به دلیل عدم استفاده از روش‌های طراحی آزمایش جز یک مورد، عمدتا بررسی جداگانه تاثیر هر عامل بر پاسخ انجام شده و تاثیر هم‌زمان عوامل مختلف مورد بررسی قرار نگرفته است.


 

 

 

 

 

جدول 8- مقایسه نتایج با مطالعات پیشین

Table 8. Caomparing the results with the litreture

محققین

منعقدکننده

نوع آلاینده

عوامل موثر

روش طراحی آزمایش

نتایج

چرنتانیاراک (1999)

آهک، بی سولفیت سدیم

منیزیم، منگنز، کادمیوم و روی

pH ، منعقدکننده

بررسی جداگانه هر عامل

حالت بهینه در

5/9=pH، 250 mg/L بی سولفیت سدیم

السمرانی و همکاران (2008)

کلرورفریک، پلی آلومینیوم کلراید

کدورت و غلظت فلزات سنگین کروم، سرب، روی و مس

منعقدکننده

بررسی جداگانه هر عامل

غلظت نهایی فلزات سنگین رابطه‌ی مستقیمی با کدورت نهایی پساب

هریدیا وهمکاران (2009)

جوهر مازو(تانین)

روی، نیکل و مس

منعقدکننده

بررسی جداگانه هر عامل

حالت بهینه در صورت استفاده از 150 mg/L جوهر مازو

لیو و همکاران (2012)

پلی سولفات فریک، کلرورفریک و سولفات فریک

اسید هیومیک

pH ، منعقدکننده

روش رویه پاسخ

حالت بهینه در مصرف پلی سولفات فریک با غلظت 8 g/L درpH برابر 6، کلرورفریک با غلظت 10 g/L درpH برابر 8 و سولفات فریک با غلظت 12 mg/L در pH برابر 5/7

شهزاد و همکاران (2014)

آلوم و پودر گیاه اولیفرا

کروم و سرب

pH ، منعقدکننده و هدایت الکتریکی

بررسی جداگانه هر عامل

2 g/Lپودر گیاه اولیفرا،20 mg/L آلوم ،هدایت الکتریکی mS/cm-1  3 و m9/6=pH ،


نتیجه گیری


در تحقیق حاضر به مدل‌سازی و بهینه‌سازی پساب تصفیه‌خانه گالوانیزه مجتمع فولاد مبارکه جهت حذف دو عنصر آهن و کروم از پساب این واحد پرداخته ‌شد. متغیرهای مورد بررسی در این تحقیق چهار عامل غلظت منعقدکننده، غلظت کمک منعقدکننده، pH و کدورت ورودی بوده که توسط روش رویه پاسخ، آزمایش‌ها مربوط به آن طراحی گردید. نتایج این تحقیق نشان می دهد که با ساخت مدل رگرسیونی مرتبه دوم از فرآیند انعقاد ولخته سازی، امکان پیش بینی شرایط مختلف بهره‌برداری بدون انجام آزمایش فراهم می‌شود. هم‌چنین از میان چهار عامل مذکور، عامل pH بیشترین تاثیر را بر غلظت آهن خروجی و عامل کدورت ورودی بیشترین تاثیر را بر درصد حذف کروم دارد. در مرحله بهینه‌سازی نیز مقدار بهینه متغیرهای مورد بررسی با هدف حداقل نمودن میزان مواد مصرفی، حداکثر نمودن میزان حذف کروم و قرار گرفتن در محدوده‌ی استاندارد زیست محیطی برای غلظت آهن حاکی از مصرف 397 میلی‌گرم بر لیتر کلرورفریک به عنوان منعقدکننده، 06/0 میلی‌گرم بر لیتر پلی الکترولیت به عنوان کمک منعقدکننده در  pHبرابر 25/10 و کدورت ورودی 103 NTU می‌باشد. در پایان پیشنهاد می شود نحوه تاثیر عامل دما در راندمان حذف فلزات سنگین مورد مطالعه قرار گرفته  و مدل جامع تری براساس شرایط مختلف دمایی تهیه گردد.

 

قدردانی

نویسندگان در پایان برخود لازم می دانند از همکاری ها و زحمات کارشناسان واحد تحقیق و توسعه، تصفیه خانه و آزمایشگاه مرکزی مجتمع فولاد مبارکه اصفهان تقدیر و تشکر به عمل آورند.

Reference

  1. Hegazi, Removal of heavy metals from wastewater using agricultural and industrial wastes as adsorbents,  HBRC Journal, 2013, Volume 9, Issue 3, Pages 276–282
  2. J. C. Xu, G. Chen, X.F. Huang, Iron and manganese removal by using manganese ore constructed wetlands in the reclamation of steel wastewater, Journal of Hazardous Materials 169, 2009, 309–317
  3. C. Gao, Optimization and evaluation of steel industry’s water-use system, Journal of Cleaner Production, 2011,Volume 19, Issue 1, Pages 64–69
  4. A. Trabian, Evaluation of the methods of wastewater treatment of tin plated and galvanized sheet industry, Journal of Environmental Science and Technology, 2005, No. 26. (In Persian).
  5. F. Fenglian, Q. Wang, Removal of heavy metal ions from wastewaters: A review, Journal of Environmental Management 92 ,2011, 407e418
  6. S.A. Abo-Farha, A.Y. Abdel-Aal, I.A. Ashourb, S.E. Garamon, Removal of some heavy metal cations by synthetic resin purolite C100, J. Hazard. Mater. 169 ,2009, 190e194.
  7. L. Agoubordea, R. Navia, Heavy metals retention capacity of a non-conventional sorbent developed from a mixture of industrial and agricultural wastes, J. Hazard. Mater. 167, 2009, 536e544
  8. L. Ahmad, B. S. Ooi, a study on acid reclamation and copper recovery using low pressure nanofiltration membrane, Chem. Eng. J. 56, 2010, 257e263.
  9. J.R. Parga, D.L. Cocke, J.L. Valenzuela, J.A. Gomes, M. Kesmez, G. Irwin, H. Moreno, Arsenic removal via electrocoagulation from heavy metal contaminated groundwater in La Comarca Lagunera México, J. Hazard. Mater.124, 2005, 247e254.
  10. M. Plattes, A. Bertrand, B. Schmitt, J. Sinner, F. Verstraeten, Removal of tungsten oxyanions from industrial wastewater by precipitation, coagulation and flocculation processes, J. Hazard. Mater. 148 ,2007, 613e615.
  11. T. Nandy, S. Shastry, P.P. Pathe, S.N. Kaul, Water, Air, and Soil Pollution 148, 2003, 15.
  12. M. Syu, B.J. Chen, S.T. Chou, Industrial and Engineering Chemistry Research 42 ,2003, 6862.
  13. J.R. Dominguez, J.B. de Heredia, T. Gonzalez, F. Sanchez-Lavado, Industrial and Engineering Chemistry Research 44, 2005, 6539.
  14. M. Franceschi, A. Girou, A.M. Carro-Diaz, Optimisation of the coagulation–flocculation process of raw water by optimal design method, Water research, 36(14), 2002, pp. 3561-3572.
  15. J. P. Wang, Y.Z. Chen, X. W. Geو Optimization of coagulation–flocculation process for a paper-recycling wastewater treatment using response surface methodology, Colloids and Surfaces A: Physicochemical and Engineering Aspects, 302(1), 2007, pp. 204-210.
  16. E. Khalili Moghaddam, A. R. Gashtil, Study and assessment of the methods for heavy metals removal from industrial wastewater, The first national conference on the treatment of water and industrial wastewater, 2012 (In Persian)
  17. L. Charerntanyarak, Heavy metals removal by chemical coagulation and precipitation, Water Science and Technology, Volume 39, Issues 10–11, 1999, Pages 135-138
  18. A.G. El Samrani, B.S. Lartiges, F. Villie´ras, Chemical coagulation of combined sewer overflow: Heavy metal removal and treatment optimization, Water Reaserch 42, 2008, 951 – 960
  19. J. Beltrán Heredia, J. Sánchez Martín, Removing heavy metals from polluted surface water with a tannin-based flocculant agent, Journal of Hazardous Materials, Volume 165, Issues13, 15, 2009 ,Pages1215-1218
  20. X.M. Li, Q. Yang, Landfill leachate pretreatment by coagulation–flocculation process using iron-based coagulants: Optimization by response surface methodology, Chemical Engineering Journal 200–202 ,2012, 39–51
  21. M.A. Shahzad, Z. Iqbal, Khalil-ur-Rehman, Hafeez-Ur-Rehman, M.F. Ejaz, Time Course Changes in pH, Electrical Conductivity and Heavy Metals (Pb, Cr) of Wastewater Using Moringa oleifera Lam. Seed and Alum, a Comparative Evaluation, J. appl. res. technol 2014, vol.12 no.3 México jun. 
  22. ASTM D 2035, Standard practice for coagulation-flocculation jar test of water, 2008, Vol 11.02
  23. ASTM E 1812, Standard Practice for Optimization of Flame Atomic Absorption Spectrometric Equipment ,2004, Vol 03.05
  24. APHA (American Public Health Association), Standard Methods for the Examination of Water and Wastewater, 20th ed. APHA, AWWA, WEF,1998
  25. C. Douglas Montgomery, Design and Analysis of Experiments”. Fifth Edition Arizona State University, 2000

 

              

 

 

 

 

 


 

 

 

 

 



1-استادیار دانشکده مهندسی عمران دانشگاه صنعتی اصفهان *(مسوول مکاتبات).

2- دانش آموخته کارشناسی ارشد مهندسی عمران محیط زیست، دانشکده فنی دانشگاه خوارزمی

1- Asisstant Professor, Department of Civil Engineering, Isfahan University of Technology, Isfahan, Iran *(Corresponding author).

2- Department of Engineering, Kharazmi University, Tehran, Iran.

    1. Hegazi, Removal of heavy metals from wastewater using agricultural and industrial wastes as adsorbents,  HBRC Journal, 2013, Volume 9, Issue 3, Pages 276–282
    2. J. C. Xu, G. Chen, X.F. Huang, Iron and manganese removal by using manganese ore constructed wetlands in the reclamation of steel wastewater, Journal of Hazardous Materials 169, 2009, 309–317
    3. C. Gao, Optimization and evaluation of steel industry’s water-use system, Journal of Cleaner Production, 2011,Volume 19, Issue 1, Pages 64–69
    4. A. Trabian, Evaluation of the methods of wastewater treatment of tin plated and galvanized sheet industry, Journal of Environmental Science and Technology, 2005, No. 26. (In Persian).
    5. F. Fenglian, Q. Wang, Removal of heavy metal ions from wastewaters: A review, Journal of Environmental Management 92 ,2011, 407e418
    6. S.A. Abo-Farha, A.Y. Abdel-Aal, I.A. Ashourb, S.E. Garamon, Removal of some heavy metal cations by synthetic resin purolite C100, J. Hazard. Mater. 169 ,2009, 190e194.
    7. L. Agoubordea, R. Navia, Heavy metals retention capacity of a non-conventional sorbent developed from a mixture of industrial and agricultural wastes, J. Hazard. Mater. 167, 2009, 536e544
    8. L. Ahmad, B. S. Ooi, a study on acid reclamation and copper recovery using low pressure nanofiltration membrane, Chem. Eng. J. 56, 2010, 257e263.
    9. J.R. Parga, D.L. Cocke, J.L. Valenzuela, J.A. Gomes, M. Kesmez, G. Irwin, H. Moreno, Arsenic removal via electrocoagulation from heavy metal contaminated groundwater in La Comarca Lagunera México, J. Hazard. Mater.124, 2005, 247e254.
    10. M. Plattes, A. Bertrand, B. Schmitt, J. Sinner, F. Verstraeten, Removal of tungsten oxyanions from industrial wastewater by precipitation, coagulation and flocculation processes, J. Hazard. Mater. 148 ,2007, 613e615.
    11. T. Nandy, S. Shastry, P.P. Pathe, S.N. Kaul, Water, Air, and Soil Pollution 148, 2003, 15.
    12. M. Syu, B.J. Chen, S.T. Chou, Industrial and Engineering Chemistry Research 42 ,2003, 6862.
    13. J.R. Dominguez, J.B. de Heredia, T. Gonzalez, F. Sanchez-Lavado, Industrial and Engineering Chemistry Research 44, 2005, 6539.
    14. M. Franceschi, A. Girou, A.M. Carro-Diaz, Optimisation of the coagulation–flocculation process of raw water by optimal design method, Water research, 36(14), 2002, pp. 3561-3572.
    15. J. P. Wang, Y.Z. Chen, X. W. Geو Optimization of coagulation–flocculation process for a paper-recycling wastewater treatment using response surface methodology, Colloids and Surfaces A: Physicochemical and Engineering Aspects, 302(1), 2007, pp. 204-210.
    16. E. Khalili Moghaddam, A. R. Gashtil, Study and assessment of the methods for heavy metals removal from industrial wastewater, The first national conference on the treatment of water and industrial wastewater, 2012 (In Persian)
    17. L. Charerntanyarak, Heavy metals removal by chemical coagulation and precipitation, Water Science and Technology, Volume 39, Issues 10–11, 1999, Pages 135-138
    18. A.G. El Samrani, B.S. Lartiges, F. Villie´ras, Chemical coagulation of combined sewer overflow: Heavy metal removal and treatment optimization, Water Reaserch 42, 2008, 951 – 960
    19. J. Beltrán Heredia, J. Sánchez Martín, Removing heavy metals from polluted surface water with a tannin-based flocculant agent, Journal of Hazardous Materials, Volume 165, Issues13, 15, 2009 ,Pages1215-1218
    20. X.M. Li, Q. Yang, Landfill leachate pretreatment by coagulation–flocculation process using iron-based coagulants: Optimization by response surface methodology, Chemical Engineering Journal 200–202 ,2012, 39–51
    21. M.A. Shahzad, Z. Iqbal, Khalil-ur-Rehman, Hafeez-Ur-Rehman, M.F. Ejaz, Time Course Changes in pH, Electrical Conductivity and Heavy Metals (Pb, Cr) of Wastewater Using Moringa oleifera Lam. Seed and Alum, a Comparative Evaluation, J. appl. res. technol 2014, vol.12 no.3 México jun. 
    22. ASTM D 2035, Standard practice for coagulation-flocculation jar test of water, 2008, Vol 11.02
    23. ASTM E 1812, Standard Practice for Optimization of Flame Atomic Absorption Spectrometric Equipment ,2004, Vol 03.05
    24. APHA (American Public Health Association), Standard Methods for the Examination of Water and Wastewater, 20th ed. APHA, AWWA, WEF,1998
    25. C. Douglas Montgomery, Design and Analysis of Experiments”. Fifth Edition Arizona State University, 2000