賀曉凌，趙丹瑜，張佩蓮，向雪艷，李卓軒，魏東盛

（1.天津工業(yè)大學(xué) 化學(xué)與化工學(xué)院，天津 300387；2.天津工業(yè)大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，天津 300387；3.南開大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院，天津 300071）

近年來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的生活垃圾產(chǎn)生量以驚人的速度增長(zhǎng)，預(yù)計(jì)到2030 年將達(dá)到4.10 億噸[1]。這些生活垃圾以各種形式危害人類健康、污染生態(tài)環(huán)境。因此，生活垃圾的處理已經(jīng)成為我國(guó)當(dāng)前亟待解決的重要問題之一。

目前，世界各國(guó)處理城市生活垃圾的方法主要包括3 類：衛(wèi)生填埋法、焚燒法以及堆肥法[2]。衛(wèi)生填埋是一種對(duì)垃圾終極處理的方法，由于其投資成本較小、技術(shù)簡(jiǎn)單、垃圾處理量大等優(yōu)點(diǎn)被廣泛應(yīng)用[3]。但是，衛(wèi)生填埋處理法不可避免地會(huì)產(chǎn)生垃圾滲濾液[4]。垃圾滲濾液是一種經(jīng)過填埋場(chǎng)內(nèi)垃圾的滲透而變得污濁的液體[5-6]，具有有機(jī)物濃度高、毒性大、微生物營(yíng)養(yǎng)元素比例失調(diào)等特點(diǎn)，屬于極難處理的一類污水[7-11]。而生物法具有處理效果好、投資較小、運(yùn)行費(fèi)用低等優(yōu)點(diǎn)，適用于降解可生化性較好的滲濾液[12-13]，是目前應(yīng)用最多、降解效果最佳的處理方法。邱忠平等[14]研究發(fā)現(xiàn)混合菌株對(duì)垃圾滲濾液的降解性能最好，在溫度30 ℃、pH 值 7、時(shí)間 120 h 的最佳降解條件下，COD 去除率達(dá)到45.3%。吉芳英等[15]研究表明投加了功能菌的生物活性炭對(duì)分子量M 為100 ～30 kDa 的垃圾滲濾液有機(jī)污染物去除率為76.1%，對(duì)M ＞100 kDa 的有機(jī)污染物去除率為80.9%。然而，在實(shí)際垃圾滲濾液處理過程中，由于自然環(huán)境的惡劣，這些菌株的性能往往會(huì)受到很大影響。

本文從各種菌源篩選培育出適于處理垃圾滲濾液的優(yōu)勢(shì)菌株，進(jìn)行分子生物學(xué)鑒定；為進(jìn)一步提高菌株降解能力，以垃圾滲濾液的COD 降解率為指標(biāo)，采用Plackett-Burman（PB)實(shí)驗(yàn)法篩選出影響菌株處理垃圾滲濾液的3 個(gè)主要因素，在此基礎(chǔ)上通過最陡爬坡實(shí)驗(yàn)接近最大響應(yīng)值區(qū)域后，采用響應(yīng)面分析法對(duì)主要因素進(jìn)行優(yōu)化，確定優(yōu)勢(shì)菌株處理垃圾滲濾液的最優(yōu)工藝條件。

1 實(shí)驗(yàn)部分

1.1 材料與儀器

材料：垃圾滲濾液廢水、實(shí)驗(yàn)菌株，均來(lái)自天津市北辰區(qū)雙口生活垃圾衛(wèi)生填埋場(chǎng)；葡萄糖、蛋白胨、瓊脂粉等藥品，天津市光復(fù)精細(xì)化工研究所產(chǎn)品；實(shí)驗(yàn)用水均為蒸餾水，市售。

儀器：DP321 型DNA 提取系統(tǒng)，北京市天根生化科技有限公司產(chǎn)品；TG16G 型臺(tái)式高速離心機(jī)，長(zhǎng)沙市凱達(dá)科學(xué)儀器有限公司產(chǎn)品；SHZ-82A 型恒溫氣浴振蕩器，金壇市榮華儀器制造有限公司產(chǎn)品；GDYS-101SQ2 型COD 測(cè)定儀，天津市盛鑫泰儀器儀表有限公司產(chǎn)品。

1.2 培養(yǎng)基制備

（1）垃圾滲濾液培養(yǎng)基：瓊脂粉1.0～1.5 g，滲濾液廢水稀釋 2 倍，蒸餾水 100 mL，pH 6.5～7.5。

（2）PDA 培養(yǎng)基：馬鈴薯煮出液 20.0 g，葡萄糖2.0 g，磷酸二氫鉀 0.3 g，瓊脂粉 1.0～1.5 g，蒸餾水 100 mL，pH 自然。

（3）馬丁氏培養(yǎng)基：葡萄糖1.0 g，蛋白胨0.5 g，磷酸二氫鉀 0.1 g，硫酸鎂 0.024 g，瓊脂粉 1.0～1.5 g，蒸餾水 100 mL，pH 自然。

1.3 菌株篩選

實(shí)驗(yàn)菌株來(lái)源于天津市北辰區(qū)雙口生活垃圾衛(wèi)生填埋場(chǎng)7 處不同地點(diǎn)的土樣。稱取適量1—7 號(hào)土樣，各加入適量滅菌的蒸餾水，配成菌液，不斷攪拌使其溶解均勻；待土樣沉淀后取0.1 mL 上清液涂布在20 mL 垃圾滲濾液培養(yǎng)基上，每3 d 更換一次培養(yǎng)基。經(jīng)過半個(gè)月的馴化過程，用滅菌的接種環(huán)挑取馴化后的菌株接種于垃圾滲濾液平板培養(yǎng)基上，將培養(yǎng)基于室溫下培養(yǎng)3 d，觀察培養(yǎng)基上是否長(zhǎng)出菌絲及菌絲生長(zhǎng)情況，篩選出優(yōu)勢(shì)菌株。

1.4 菌株鑒定

1.4.1 形態(tài)學(xué)鑒定

用滅菌接種環(huán)挑取上述篩選后的優(yōu)勢(shì)菌絲重復(fù)劃線接種在滅菌的PDA 培養(yǎng)基平板上，在28 ℃下培養(yǎng)2 d，平板上長(zhǎng)出純化后的單菌落，選取菌落形態(tài)明顯的平板進(jìn)行形態(tài)學(xué)觀察。

1.4.2 分子生物學(xué)鑒定

將篩選的優(yōu)勢(shì)菌株在滅菌的PDA 培養(yǎng)基上于28 ℃下培養(yǎng)2 d，轉(zhuǎn)接到滅菌的PDA 液體培養(yǎng)基中，于28 ℃、150 r/min 條件下，搖床震蕩培養(yǎng)2 d。將菌液在10 000 r/min 下離心10 min，緩慢傾倒上清液，收集菌絲體。采用快捷型植物基因組DNA 提取系統(tǒng)（Cat：DP321）對(duì)上述離心所得菌絲進(jìn)行基因組提取。以提取的菌株DNA 為模板，以ITS1、ITS4 為引物進(jìn)行聚合酶鏈反應(yīng)（PCR）擴(kuò)增16S rDNA。PCR 擴(kuò)增體系為：PrimeSTAR HS（Premix，2X）25 uL，ITS1 0.5 uL，ITS4 0.5 uL，模板 DNA 1 uL，去離子水 23 uL。PCR 擴(kuò)增條件為：98 ℃ 10 s，60 ℃ 5 s，72 ℃ 1 min，30 個(gè)循環(huán)。將擴(kuò)增產(chǎn)物在瓊脂糖凝膠上電泳，純化并回收后送至華大基因科技股份有限公司進(jìn)行16S rDNA 測(cè)序。將優(yōu)勢(shì)菌株的16S rDNA 測(cè)序結(jié)果與Gen Bank 中的已知序列進(jìn)行BLAST 比對(duì)，尋找相似度最高的序列信息，進(jìn)行同源性分析[16]。通過MEGA 5.0 軟件構(gòu)建系統(tǒng)發(fā)育樹，確定菌株的系統(tǒng)分類學(xué)地位。

1.5 菌液的制備

用滅菌的槍頭挑取PDA 平板培養(yǎng)基上的優(yōu)勢(shì)菌株，接種至馬丁氏液體培養(yǎng)基中，于28 ℃、150 r/min條件下，搖床震蕩培養(yǎng)24 h，獲得對(duì)數(shù)期（OD600=0.7）的菌液濃度。

1.6 垃圾滲濾液的COD降解實(shí)驗(yàn)

向2 個(gè)三角瓶中準(zhǔn)確加入100 mL 滲濾液，經(jīng)測(cè)定pH 值為7，將2 個(gè)三角瓶于121 ℃條件下滅菌30 min后取出，待滲濾液冷卻后分別加入體積分?jǐn)?shù)為5%的菌液，于28 ℃、150 r/min 條件下，搖床培養(yǎng) 5 d。取降解前后的垃圾滲濾液水樣，在離心機(jī)10 000 r/min 條件下離心10 min，取其上清液，使用快速COD 測(cè)定儀測(cè)定COD 值，并根據(jù)式（1）計(jì)算垃圾滲濾液的COD 降解率。

式中：COD0為降解前垃圾滲濾液中的COD 值（mg/L）；COD1為降解后垃圾滲濾液中的COD 值（mg/L）。

1.7 垃圾滲濾液降解條件的優(yōu)化

1.7.1 Plackett-Burman 實(shí)驗(yàn)

選擇可能影響菌株降解垃圾滲濾液的7 個(gè)因素進(jìn)行考察，包括蛋白胨質(zhì)量濃度（A）（mg/mL）、葡萄糖質(zhì)量濃度（B）（mg/mL）、pH 值（C）、接種量（D）（%）、處理天數(shù)（E）、磷酸二氫鉀質(zhì)量濃度（F）（mg/mL）、硫酸鎂質(zhì)量濃度（G）（mg/mL）。采用 Factors=7、Runs=12 的Plackett-Burman 設(shè)計(jì)，每個(gè)因素?。?）、（-）2 個(gè)水平，各因素與水平如表1 所示。根據(jù)Plackett-Burman 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，在28 ℃、150 r/min 條件下做垃圾滲濾液的降解實(shí)驗(yàn)，通過Design-Expert.V8.0.5 軟件對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行主效應(yīng)分析，確定影響降解效果的3 個(gè)顯著因子。

表1 Plackett-Burman 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)因素與水平值Tab.1 Factors and level-value of Plackett-Burman experiment designed

1.7.2 最陡爬坡實(shí)驗(yàn)

響應(yīng)面只有在臨近最佳值時(shí)才能建立有效的響應(yīng)面方程，因此，必須盡可能接近最大COD 降解率區(qū)域后才能建立有效的響應(yīng)面擬合方程。最陡爬坡實(shí)驗(yàn)以實(shí)驗(yàn)值變化的梯度方向?yàn)榕榔路较?，根?jù)各因素效應(yīng)值的大小確定變化步長(zhǎng)，從而快速接近最大響應(yīng)值區(qū)域[17]。本文根據(jù)Plackett-Burman 實(shí)驗(yàn)結(jié)果篩選出主要影響因素，做最陡爬坡實(shí)驗(yàn)。

1.7.3 響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)

根據(jù)最陡爬坡試驗(yàn)結(jié)果，以主要影響因素的水平為自變量，以垃圾滲濾液COD 降解率為響應(yīng)值，借助設(shè)計(jì)軟件Design Expert.V 8.0.5 進(jìn)行Box-Benhnken 設(shè)計(jì)，對(duì)得到的回歸模型進(jìn)行方差分析和顯著性檢驗(yàn)，求得最優(yōu)值，得出響應(yīng)面分析結(jié)果，進(jìn)而確定最佳降解條件，繪制響應(yīng)面分析圖。在所得最優(yōu)降解條件下進(jìn)行3 次重復(fù)實(shí)驗(yàn)，以驗(yàn)證結(jié)果的可靠性。

2 結(jié)果與討論

2.1 菌株的篩選結(jié)果

來(lái)源于天津市北辰區(qū)雙口生活垃圾衛(wèi)生填埋場(chǎng)7處不同地點(diǎn)土樣的菌源經(jīng)平板室溫培養(yǎng)3 d 后，結(jié)果顯示 1、3 號(hào)滲濾液培養(yǎng)基上菌株長(zhǎng)勢(shì)不明顯；2、4、5、6 號(hào)滲濾液培養(yǎng)基上有少量菌株生長(zhǎng)；7 號(hào)滲濾液培養(yǎng)基上有大量菌株生長(zhǎng)，長(zhǎng)勢(shì)較好，即獲得優(yōu)勢(shì)菌株Z7，如圖1 所示。

圖1 優(yōu)勢(shì)菌株Z7Fig.1 Dominant strain Z7

猜測(cè)僅有7 號(hào)滲濾液培養(yǎng)基上菌株長(zhǎng)勢(shì)良好的原因，可能是在本實(shí)驗(yàn)條件下，來(lái)源于7 號(hào)土樣的菌株可以更好地抵御垃圾滲濾液的干擾。

2.2 菌株Z7的鑒定結(jié)果

2.2.1 形態(tài)學(xué)鑒定結(jié)果

對(duì)篩選出的優(yōu)勢(shì)菌株Z7 進(jìn)行菌落形態(tài)學(xué)觀察。菌株Z7 經(jīng)純化后獲得單菌落，在PDA 培養(yǎng)基上于28 ℃培養(yǎng)2 d 后，菌落形態(tài)特征如圖2 所示。觀察發(fā)現(xiàn)，菌株Z7 為絨毛狀且呈放射狀，菌株外圍一圈為黃色，由外到內(nèi)向白色過渡，中部為白色，有凸起，不透明，厚實(shí)，表面濕潤(rùn)。

圖2 優(yōu)勢(shì)菌株Z7 的形態(tài)特征Fig.2 Morphological characteristics of dominant strain Z7

2.2.2 分子生物學(xué)鑒定結(jié)果

將篩選出的優(yōu)勢(shì)菌株Z7 的16SrDNA 序列與Gen-Bank 中其他同源序列進(jìn)行比較，BLAST 用于搜索基因同源性，構(gòu)建系統(tǒng)發(fā)育樹[18]，如圖3 所示。所得菌株Z7與鐮刀菌相似性達(dá)到99%，因此，命名為Fusariumchlamydosporum TJPU02。該菌株可在極冷或極熱的惡劣環(huán)境中生存，生存效率高[19]。

圖3 菌株Z7 的系統(tǒng)發(fā)育樹Fig.3 Phylogenetic tree of strain Z7

2.3 菌株TJPU02降解垃圾滲濾液工藝條件的優(yōu)化

2.3.1 Plackett-Burman 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)結(jié)果分析

根據(jù)表1 的Plackett-Burman 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，得到實(shí)驗(yàn)結(jié)果如表2 所示，各因素水平及效應(yīng)分析如表3 所示。

表2 Plackett-Burman 實(shí)驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Results of Plackett-Burman experiment

表3 Plackett-Burman 實(shí)驗(yàn)方差分析表Tab.3 Variance analysis of Plackett-Burman experiment

由表3 中P 值大小可以看出，對(duì)菌株TJPU02 降解垃圾滲濾液COD 具有顯著影響的因素為A 蛋白胨質(zhì)量濃度（P=0.040 1 ＜ 0.05）、B 葡萄糖質(zhì)量濃度（P=0.023 8 ＜ 0.05）、D 接種量（P=0.030 9 ＜ 0.05）和 E 處理天數(shù)（P=0.046 9 ＜ 0.05），影響顯著性大小依次是 B ＞D ＞A ＞E，即葡萄糖質(zhì)量濃度＞接種量＞蛋白胨質(zhì)量濃度＞處理天數(shù)，確定前3 個(gè)因素為主效應(yīng)因素，進(jìn)行下一步的最陡爬坡實(shí)驗(yàn)。由效應(yīng)值可知，接種量對(duì)降解垃圾滲濾液效果的影響為正效應(yīng)，在后續(xù)最陡爬坡試驗(yàn)中應(yīng)增加接種量。一般情況下，當(dāng)?shù)孜镆欢〞r(shí)，增加一定程度的接種量，使更大密度的菌株與底物反應(yīng)，可以加快降解速度。蛋白胨和葡萄糖的質(zhì)量濃度對(duì)降解垃圾滲濾液效果的影響為負(fù)效應(yīng)，在后續(xù)最陡爬坡試驗(yàn)中應(yīng)降低蛋白胨和葡萄糖的添加量。蛋白胨和葡萄糖都屬于營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)，營(yíng)養(yǎng)過剩會(huì)使菌株的代謝過快，損傷大，不利于發(fā)揮其降解垃圾滲濾液的能力。

2.3.2 最陡爬坡實(shí)驗(yàn)結(jié)果

針對(duì)Plackett-Burman 實(shí)驗(yàn)篩選出的關(guān)鍵因素進(jìn)行最陡爬坡實(shí)驗(yàn)。正效應(yīng)從低值向上增加，負(fù)效應(yīng)從高值向下減小。以蛋白胨質(zhì)量濃度每次減少1，接種量每次增加1，葡萄糖質(zhì)量濃度每次減少1 為基本步長(zhǎng)，最陡爬坡實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及其結(jié)果如表4 所示。

表4 最陡爬坡實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及其結(jié)果Tab.4 Experimental design of steepest ascent and corresponding results

由表4 可知，從實(shí)驗(yàn)1 至實(shí)驗(yàn)4，COD 降解率明顯上升，以實(shí)驗(yàn) 4 為條件值時(shí)，COD 降解率達(dá)到82.40%，之后開始下降，所以選擇實(shí)驗(yàn)4 中的條件值作為下一步響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的中心值。

2.3.3 Box-Benhnken 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果

根據(jù)Plackett-Burman 實(shí)驗(yàn)和最陡爬坡實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)分析結(jié)果，得到3 個(gè)顯著因子：蛋白胨質(zhì)量濃度、接種量和葡萄糖質(zhì)量濃度以及各自的中心值點(diǎn)。在此基礎(chǔ)上設(shè)計(jì)了三因素三水平共17 個(gè)實(shí)驗(yàn)點(diǎn)的Box-Behnken 響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)因素水平表如表5 所示，實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果如表6 所示。

表5 Box-Behnken 實(shí)驗(yàn)因素與水平Tab.5 Factors and levels of Box-Behnken experiment

表6 Box-Benhnken 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)和結(jié)果Tab.6 Design and results of Box-Benhnken experiment

根據(jù)表6 的實(shí)驗(yàn)結(jié)果，通過Design Expert.V 8.0.5軟件處理確定回歸方程。該實(shí)驗(yàn)的回歸方程為：

上述回歸模型的方差分析如表7 所示。

由表7 可知，回歸模型 P（Prob ＞ F）=0.010 4，表明模型是顯著的。失擬項(xiàng)P 值為0.068 5，表明該模型回歸極顯著，失擬不顯著。多元相關(guān)性系數(shù)R2=0.979 2，表明僅有不到2.08%的變異不能由此模型解釋，回歸模型可以與COD 降解率的實(shí)際變化擬合得很好。變化系數(shù)（CV）越低，實(shí)驗(yàn)的可信度和精確度越高，CV=2.61%，表示實(shí)驗(yàn)操作可信，實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)可靠。因此，可以用該模型對(duì)X1（蛋白胨質(zhì)量濃度）、X2（接種量）、X3（葡萄糖質(zhì)量濃度）培養(yǎng)條件下的COD 降解率進(jìn)行分析和預(yù)測(cè)。此外，由各因素P 值大小可知，各因素對(duì)COD降解率影響的顯著性順序?yàn)閄3＞X2＞X1，即葡萄糖質(zhì)量濃度＞接種量＞蛋白胨質(zhì)量濃度。為提高菌株TJPU02 降解COD 的能力，菌株需更好地繁殖和生長(zhǎng)。微生物的生長(zhǎng)離不開營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)如水、碳源、氮源、無(wú)機(jī)鹽、生長(zhǎng)因子和能源的支持，而葡萄糖提供碳源，蛋白胨提供氮源[20]。

2.3.4 響應(yīng)面交互作用分析與優(yōu)化

針對(duì)相關(guān)變量間的相互作用及確定最大優(yōu)勢(shì)等問題，利用Design-Expert V8.0.5 軟件繪制響應(yīng)面曲線，并完成可視化分析。圖4—圖6 為3 組測(cè)試參數(shù)的趨勢(shì)圖和等高線圖，以COD 降解率作為響應(yīng)值。

圖4 為蛋白胨質(zhì)量濃度和接種量對(duì)COD 降解率影響的響應(yīng)面圖。由圖4（a）三維圖凸起程度可以看出，蛋白胨質(zhì)量濃度和接種量對(duì)COD 降解率的影響較為顯著。等高線圖可以直觀地反映兩變量交互作用的顯著程度，圓形表示兩因素交互作用不顯著，而橢圓形與之相反[21]。圖4（b）中等高線呈橢圓形，表明兩因素間交互作用顯著。圖4（b）表明在實(shí)驗(yàn)設(shè)定范圍內(nèi)，當(dāng)?shù)鞍纂速|(zhì)量濃度不變時(shí)，隨著接種量增加，COD 降解率呈現(xiàn)正峰變化，在接種量為6%左右時(shí)，COD 降解率達(dá)到高值；當(dāng)接種量不變時(shí)，隨蛋白胨質(zhì)量濃度的增加，COD 降解率變化表現(xiàn)為正峰，蛋白胨質(zhì)量濃度為4.0 mg/mL 左右時(shí)，COD 降解率達(dá)到高值。

圖4 蛋白胨質(zhì)量濃度和接種量對(duì)COD 降解率的影響Fig.4 Influence of peptone concentration and inoculum on COD degradation rate

圖5 蛋白胨質(zhì)量濃度和葡萄糖質(zhì)量濃度對(duì)COD 降解率的影響Fig.5 Influence of peptone and glucose concentration on COD degradation rate

圖6 接種量和葡萄糖質(zhì)量濃度對(duì)COD 降解率的影響Fig.6 Influence of inoculum and glucose concentration on COD degradation rate

圖5 為蛋白胨質(zhì)量濃度和葡萄糖質(zhì)量濃度對(duì)COD 降解率影響的響應(yīng)面圖。圖5（a）曲面坡度陡峭，表明蛋白胨質(zhì)量濃度和葡萄糖質(zhì)量濃度對(duì)COD 降解率的影響較大。圖5（b）表明在實(shí)驗(yàn)設(shè)定范圍內(nèi)，當(dāng)?shù)鞍纂速|(zhì)量濃度不變時(shí)，隨葡萄糖質(zhì)量濃度升高，COD降解率呈現(xiàn)明顯升高再緩慢下降的趨勢(shì)，在葡萄糖質(zhì)量濃度為9.0 mg/mL 左右達(dá)到COD 降解率高值；當(dāng)葡萄糖質(zhì)量濃度不變，隨蛋白胨質(zhì)量濃度升高，COD 降解率先升高，在蛋白胨質(zhì)量濃度為4.0 mg/mL 左右，達(dá)到COD 降解率高值，然后開始出現(xiàn)下降趨勢(shì)。

圖6 為接種量和葡萄糖質(zhì)量濃度對(duì)COD 降解率影響的響應(yīng)面圖。由圖6（a）三維圖凸起程度可以看出，葡萄糖比接種量對(duì)應(yīng)的曲面稍微陡峭，說明葡萄糖質(zhì)量濃度對(duì)COD 降解率的影響大于接種量對(duì)COD降解率的影響。圖6（b）中等高線近乎呈圓形，表明接種量和葡萄糖質(zhì)量濃度兩因素交互作用不明顯。圖6（b）表明在實(shí)驗(yàn)設(shè)定范圍內(nèi)，當(dāng)接種量不變時(shí)，隨著葡萄糖質(zhì)量濃度增加，COD 降解率先升高，在葡萄糖質(zhì)量濃度為9.0 mg/mL 左右時(shí)COD 降解率開始降低；當(dāng)葡萄糖質(zhì)量濃度恒定時(shí)，隨接種量增加，COD 降解率先升高，在接種量為6%左右開始呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。

2.3.5 模型的驗(yàn)證

由響應(yīng)面圖的最高點(diǎn)可看出，在所選的范圍內(nèi)存在極大值點(diǎn)，說明它不僅是響應(yīng)面的最高點(diǎn)，也是等高線的圓心處。通過軟件的進(jìn)一步分析計(jì)算，得到最大響應(yīng)值所對(duì)應(yīng)的各因素的編碼值分別為蛋白胨質(zhì)量濃度4.3 mg/mL、接種量6.44%、葡萄糖質(zhì)量濃度9.2 mg/mL，即在此最優(yōu)條件下，菌株TJPU02 對(duì)垃圾滲濾液COD 的去除率可達(dá)到的最大理論值為85.95%。為驗(yàn)證模型的可靠性，采用上述最優(yōu)條件重復(fù)做3 次驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)，所得COD 降解率的均值達(dá)到85.76%，與理論預(yù)測(cè)值相近，說明該模型能真實(shí)地反映各篩選因素的影響[22]。因此，用響應(yīng)面法優(yōu)化菌株TJPU02 對(duì)垃圾滲濾液COD 的降解條件是有效可行的。

3 結(jié) 論

（1）本文采用天津市北辰區(qū)雙口生活垃圾衛(wèi)生填埋場(chǎng)土樣，篩選培育出適于降解垃圾滲濾液的菌株，經(jīng)分子生物學(xué)鑒定為鐮刀菌（Fusarium chlamydosporum），命名為Fusarium chlamydosporum TJPU02。

（2）通過Plackett-Burman 實(shí)驗(yàn)，篩選出影響菌株TJPU02 降解垃圾滲濾液的3 個(gè)顯著因素：蛋白胨質(zhì)量濃度、接種量和葡萄糖質(zhì)量濃度，顯著性順序?yàn)椋浩咸烟琴|(zhì)量濃度＞接種量＞蛋白胨質(zhì)量濃度。

（3）通過最陡爬坡法有效地接近最大響應(yīng)值區(qū)域后，采用響應(yīng)面法建立以COD 降解率為響應(yīng)值的二次回歸方程模型，最終得到菌株TJPU02 降解垃圾滲濾液的最優(yōu)條件為：蛋白胨質(zhì)量濃度4.3 mg/mL、接種量6.44%、葡萄糖質(zhì)量濃度9.2 mg/mL，在最優(yōu)條件下理論COD 降解率可達(dá)85.95%。在此條件下進(jìn)行驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)，所得COD 降解率的均值為85.76%，與理論值相近。

（4）本文所篩選的優(yōu)勢(shì)菌株Fusarium chlamydosporum TJPU02 對(duì)垃圾滲濾液具有顯著降解效果，在處理垃圾滲濾液方面具有廣闊的應(yīng)用前景和重要的現(xiàn)實(shí)意義。