1 引言(Introduction)

　　重金屬?gòu)U水的任意排放對(duì)人類健康和生存環(huán)境造成的危害越來(lái)越嚴(yán)重, 為減輕重金屬?gòu)U水的污染, 出現(xiàn)了諸如化學(xué)沉淀、電化學(xué)、吸附、膜分離和離子交換等處理方法。目前國(guó)內(nèi)外普遍采用化學(xué)沉淀法處理高濃度重金屬?gòu)U水, 但該法存在著處理效果不理想、沉淀物沉降性差、處理效果不穩(wěn)定等缺點(diǎn)。為了充分利用傳統(tǒng)化學(xué)沉淀法現(xiàn)有處理單元和降低處理成本等, 開發(fā)新型高效、價(jià)廉的重金屬處理劑成為研究熱點(diǎn)。聚丙烯酰胺(PAM)作為有機(jī)高分子絮凝劑多被用于處理廢水中濁度、色度、菌類等膠體型污染物, 在重金屬?gòu)U水處理中僅以助凝劑發(fā)揮助沉作用, 其本身不能有效去除溶解態(tài)重金屬離子.學(xué)者們利用PAM分子鏈上側(cè)基(酰胺基)具有高反應(yīng)活性的特點(diǎn), 對(duì)其進(jìn)行改性可提高絮凝性能(方道斌等, 2006);而將含硫配位基團(tuán)引入到高分子絮凝劑中, 可以獲得具有重金屬捕集功能的新型重金屬絮凝劑。因此, 若PAM先經(jīng)羥甲基化反應(yīng)制備出羥甲基聚丙烯酰胺(MPAM), 然后將巰基接枝到MPAM分子鏈上, 可同時(shí)發(fā)揮巰基對(duì)重金屬離子的螯合沉淀作用和MPAM對(duì)沉淀物的強(qiáng)絮凝性能, 有望成為高效、實(shí)用的新型重金屬?gòu)U水處理劑.

　　目前重金屬?gòu)U水處理劑的制備方法大多采用單因素實(shí)驗(yàn)法或正交實(shí)驗(yàn)法，而對(duì)制備條件中各影響因素間的交互作用及主要影響因素與目標(biāo)值之間的函數(shù)關(guān)系研究較少.響應(yīng)面法(RSM)是一種基于多元回歸分析的優(yōu)化設(shè)計(jì)法, 將影響因素和目標(biāo)值的相互關(guān)系用多項(xiàng)式進(jìn)行擬合, 可評(píng)價(jià)各影響因素間的交互作用，RSM具有實(shí)驗(yàn)周期短、精密度高、預(yù)測(cè)性能好等優(yōu)點(diǎn)(姜昭等, 2016).響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)方案設(shè)計(jì)中主要因素及其相應(yīng)水平值的選取至關(guān)重要, 只有響應(yīng)面擬合方程逼近響應(yīng)曲面的最優(yōu)區(qū)域時(shí)才能預(yù)測(cè)真實(shí)情況。Plackett-Burman法可快速有效地篩選出主要的影響因素, 被廣泛地用于因子主效應(yīng)的估計(jì)中。最陡爬坡實(shí)驗(yàn)可根據(jù)各因素效應(yīng)值大小來(lái)確定變化步長(zhǎng), 能快速、有效地確定響應(yīng)曲面的最優(yōu)區(qū)域.因此, 可選取Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)和最陡爬坡實(shí)驗(yàn)確定主要影響因素和最優(yōu)區(qū)域.

　　本研究以PAM、甲醛、氫氧化鈉、巰基乙酸為原料制備新型重金屬絮凝劑——巰基乙�；�羥甲基聚丙烯酰胺(MAMPAM), 采用Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)、最陡爬坡實(shí)驗(yàn)和響應(yīng)面法中CCD實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方案, 以含Cu(Ⅱ)水樣中Cu(Ⅱ)的去除性能為考察目標(biāo), 確定MAMPAM制備條件(MPAM濃度、反應(yīng)物比例、反應(yīng)介質(zhì)pH值、反應(yīng)時(shí)間和反應(yīng)溫度)中的主要影響因素及其交互效應(yīng), 并優(yōu)化MAMPAM的制備條件, 可望為新型重金屬廢水處理劑制備條件的優(yōu)化提供技術(shù)參考.

　　2 實(shí)驗(yàn)部分(Experimental section)2.1 試劑與儀器

　　試劑：聚丙烯酰胺(PAM, 相對(duì)分子質(zhì)量為24萬(wàn))、甲醛(HCHO, AR)、巰基乙酸(TGA, AR)、鹽酸(HCl, AR)、氫氧化鈉(NaOH, AR)、溴化鉀(KBr, GR)、含銅水樣(CuCl2·2H2O與自來(lái)水配制).

　　儀器：恒溫磁力攪拌器(JB-2型, 上海雷磁新涇儀器有限公司), pH測(cè)試儀(Orion 828型, 美國(guó)奧立龍中國(guó)公司), 電子天平(FA2004N型, 上海精密科學(xué)儀器有限公司), 程控混凝實(shí)驗(yàn)攪拌儀(TS6-1型, 武漢恒嶺科技有限公司), 傅立葉變換紅外分光光度計(jì)(IR Prestige-21型, 日本島津公司).

　　2.2 MAMPAM的制備

　　首先將PAM配制成2%的水溶液, 加入到三口瓶中, 按物質(zhì)的量比HCHO:PAM=1:1加入一定量的HCHO, 用NaOH溶液調(diào)節(jié)pH值為11.0, 置于磁力攪拌器上水浴恒溫50 ℃攪拌2 h, 得到中間產(chǎn)物MPAM.移取25 mL一定濃度的MPAM于三口瓶中, 置于磁力攪拌器上, 調(diào)節(jié)至所需溫度, 加入一定體積的TGA, 用NaOH溶液調(diào)節(jié)體系pH值, 反應(yīng)一定時(shí)間后制得最終產(chǎn)物MAMPAM, 冷卻后備用.

　　2.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)2.3.1 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)

　　在前期單因素實(shí)驗(yàn)基礎(chǔ)上, 選取MAMPAM制備條件中5個(gè)影響因素：MPAM濃度、反應(yīng)物比例(MPAM和TGA物質(zhì)的量之比)、反應(yīng)介質(zhì)pH值、反應(yīng)時(shí)間(t)和反應(yīng)溫度(T);并增加6個(gè)虛擬變量作為誤差分析項(xiàng), 每個(gè)因素取2個(gè)水平, 分別以-1和+1表示(Ghanem et al., 2000;Rao et al., 2001).各因素與水平見表 1.

　　表 1 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)因素與水平

　　2.3.2 最陡爬坡實(shí)驗(yàn)

　　根據(jù)Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)得到的回歸方程設(shè)計(jì)最陡爬坡實(shí)驗(yàn), 按照效應(yīng)的正負(fù)和因素的效應(yīng)值分別確定爬坡方向和步長(zhǎng).

　　2.3.3 響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)

　　根據(jù)Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)結(jié)果篩選出的主要影響因素和最陡爬坡實(shí)驗(yàn)確定最優(yōu)響應(yīng)區(qū)域, 應(yīng)用RSM中CCD模型進(jìn)行編碼, 設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)方案.以水樣中Cu(Ⅱ)的去除率為響應(yīng)值進(jìn)行方差分析和響應(yīng)面分析, 獲得二階響應(yīng)面模型, 確定MAMPAM的最優(yōu)制備條件并進(jìn)行驗(yàn)證.

　　2.4 絮凝實(shí)驗(yàn)

　　采用程控混凝實(shí)驗(yàn)攪拌儀, 每組取6個(gè)400 mL含銅水樣(Cu(Ⅱ)初始濃度為25 mg·L-1), 分別用1.0 mol·L-1 HCl溶液調(diào)節(jié)其pH值為6.0, 投加不同量MAMPAM, 快攪(120 r·min-1)2 min, 慢攪(40 r·min-1)10 min, 靜置沉降15 min后, 用移液管吸取距液面2 cm處的上清液, 采用原子吸收分光光度計(jì)測(cè)定Cu(Ⅱ)剩余濃度.

　　3 結(jié)果與討論(Results and discussion)3.1 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)確定主要影響因素

　　將表 1中Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的各因素及其水平值依次輸入Design-Expert 8.0.6軟件, 可生成Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)方案, 按照該方案進(jìn)行MAMPAM的制備和絮凝實(shí)驗(yàn).以水樣中Cu(Ⅱ)的去除率為考察對(duì)象, 通過(guò)回歸分析篩選出MAMPAM制備條件中的主要影響因素.Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)方案及結(jié)果見表 2.

　　表 2 Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)方案與結(jié)果

　　利用Design-Expert 8.0.6軟件對(duì)表 2中Cu(Ⅱ)去除率進(jìn)行回歸模型分析, 結(jié)果見表 3.

　　表 3 影響因素回歸分析

　　通常利用p值來(lái)檢測(cè)回歸模型和回歸系數(shù)的顯著性, p值越小, 表明結(jié)果越顯著.若p < 0.01, 說(shuō)明因素所對(duì)應(yīng)結(jié)果的相關(guān)性非常顯著;若0.01 < p < 0.05, 說(shuō)明因素所對(duì)應(yīng)結(jié)果的相關(guān)性顯著;若p>0.05, 說(shuō)明因素所對(duì)應(yīng)結(jié)果的相關(guān)性不顯著(張文彤, 2013;王雅輝等, 2017).由表 3可知, 回歸模型的p值(0.0024)<0.05, 表明該模型顯著, 在整個(gè)回歸區(qū)域擬合良好;確定出X1(MPAM濃度)、X2(反應(yīng)物比例)、X3(反應(yīng)介質(zhì)pH值)對(duì)MAMPAM的制備存在顯著性影響, 其中X3的p值最小(p=0.0008), 其對(duì)MAMPAM制備的影響最顯著, 其次是X2(p=0.0038), 再次為X1(p=0.0142);其他2個(gè)因素反應(yīng)溫度、反應(yīng)時(shí)間的p值均大于0.05, 對(duì)MAMPAM制備的影響不顯著.由此篩選出X1、X2、X3作為MAMPAM制備條件中的主要影響因素.

　　由表 3還可以看出, X2的回歸系數(shù)為正值, 表明其影響為正效應(yīng);X1、X3的回歸系數(shù)均為負(fù)值, 表明其影響為負(fù)效應(yīng).即：隨著主要因素X2取值的增加, 所制備的MAMPAM對(duì)Cu(Ⅱ)的去除率呈升高趨勢(shì);隨著主要因素X1、X3取值的降低, 所制備的MAMPAM對(duì)Cu(Ⅱ)的去除率呈升高趨勢(shì).因此在后續(xù)實(shí)驗(yàn)中其取值從低水平開始增加正效應(yīng)的值或從高水平開始減少負(fù)效應(yīng)的值.

　　通過(guò)Plackett-Burman模型進(jìn)行回歸分析, 獲得線性方程(以編碼值表示), 如式(1)所示.

(1)

　　該回歸模型的決定系數(shù)R2=0.9270, 說(shuō)明相關(guān)性較好;校正決定系數(shù)Radj2=0.8661, 說(shuō)明該模型能解釋86.61%的響應(yīng)值變化;變異系數(shù)CV值為4.15%, 小于10%, 說(shuō)明精確度和可信度良好(郝海艷等, 2016);精密度為13.14, 大于4.0視為合理(楊杰等, 2016).

　　3.2 最陡爬坡實(shí)驗(yàn)確定最優(yōu)響應(yīng)區(qū)域

　　根據(jù)Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)篩選出MAMPAM制備條件中的3個(gè)主要影響因素, 并按照各主要因素回歸系數(shù)正、負(fù)效應(yīng)的水平值依次增大或減小;其他2個(gè)因素根據(jù)其回歸系數(shù)的正、負(fù)效應(yīng)分別取水平的最高值和最低值(葛啟隆等, 2014), 即反應(yīng)溫度為25 ℃、反應(yīng)時(shí)間為2 h.按照該設(shè)計(jì)進(jìn)行MAMPAM的制備和絮凝實(shí)驗(yàn), 以水樣中Cu(Ⅱ)的去除率為考察對(duì)象, 確定MAMPAM制備中的最優(yōu)響應(yīng)區(qū)域.最陡爬坡實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果見表 4.

　　表 4 最陡爬坡實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果

　　由表 4可知, 實(shí)驗(yàn)3條件下制備的MAMPAM對(duì)水樣中Cu(Ⅱ)去除率最高, 故采用反應(yīng)物MPAM濃度0.5%、反應(yīng)物比例1:3、反應(yīng)介質(zhì)pH值4.0作為后續(xù)響應(yīng)面實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的中心點(diǎn), 以此確定最優(yōu)響應(yīng)區(qū)域.

　　3.3 響應(yīng)面法確定MAMPAM最優(yōu)制備條件3.3.1 CCD實(shí)驗(yàn)方案設(shè)計(jì)

　　根據(jù)Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)結(jié)果篩選出的主要影響因素和最陡爬坡實(shí)驗(yàn)確定的水平中心點(diǎn)對(duì)MAMPAM制備條件中的主要影響因素進(jìn)行編碼, 以+α、+1、0、-1、-α(α取1.682)代表各因素的水平值, 采用響應(yīng)面法中CCD模型進(jìn)行實(shí)驗(yàn)方案設(shè)計(jì)(杜鳳齡等, 2015;Bhagwat et al., 2015), 實(shí)驗(yàn)因素編碼及水平見表 5.

　　表 5 CCD實(shí)驗(yàn)因素編碼及水平

　　3.3.2 CCD實(shí)驗(yàn)結(jié)果及方差分析

　　將各因素及其水平值依次輸入Design-Expert 8.0.6軟件, 生成實(shí)驗(yàn)方案表, 按照該設(shè)計(jì)方案進(jìn)行MAMPAM的制備及絮凝實(shí)驗(yàn).CCD實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方案及結(jié)果見表 6.

　　表 6 CCD實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及結(jié)果　　

　　以Cu(Ⅱ)去除率為響應(yīng)值, 采用Design-Expert 8.0.6軟件對(duì)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析, 結(jié)果如表 7所示.

　　表 7 響應(yīng)面模型的方差分析　　

　　采用Design-Expert 8.0.6軟件對(duì)CCD實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行回歸數(shù)據(jù)分析, 建立二次響應(yīng)面回歸模型, 獲得以Cu(Ⅱ)去除率(Y)為響應(yīng)值, 反應(yīng)物MPAM濃度(X1)、反應(yīng)物比例(X2)、反應(yīng)介質(zhì)pH值(X3)為自變量的多元二次回歸方程(以編碼值表示), 如式(2)所示.

(2)

　　由表 7可知, 回歸模型的p值為0.0003, 表明擬合模型非常顯著;而失擬項(xiàng)的p值為0.2773>0.05, 表明失擬項(xiàng)不顯著, 說(shuō)明該模型穩(wěn)定, 實(shí)驗(yàn)誤差小, 可以作為不同因素水平對(duì)Cu(Ⅱ)去除率影響的預(yù)測(cè).模型決定系數(shù)R2=0.9150, 說(shuō)明模型中各項(xiàng)之間相關(guān)性較好, 校正決定系數(shù)Radj2=0.8385, 表明該模型能解釋83.85%的響應(yīng)值變化;變異系數(shù)CV值為0.76% < 10%, 說(shuō)明模型的精確度和可信度良好;精密度為10.681>4.0, 表明模型合理.

　　3.3.3 響應(yīng)面分析

　　為了考察各因素及因素間交互作用對(duì)所制備的MAMPAM除Cu(Ⅱ)性能的影響, 對(duì)回歸方程(2)利用軟件Design-Expert 8.0.6進(jìn)行分析, 獲得各因素響應(yīng)面的二維等高線和三維立體圖, 如圖 1~圖 3所示.響應(yīng)面圖中的等高線可直接反映兩因素間交互作用的強(qiáng)弱, 等高線越接近圓形, 表明兩因素交互作用不顯著, 而越接近橢圓, 表明兩因素交互作用顯著, 橢圓排列越緊密, 因素變化對(duì)結(jié)果影響越大(Li et al., 2009;Montgomery, 1991).

　　圖 1 MPAM濃度與反應(yīng)物比例對(duì)MAMPAM去除Cu(Ⅱ)性能影響的響應(yīng)面及等高線

　　圖 2 MPAM濃度與反應(yīng)介質(zhì)pH值對(duì)MAMPAM去除Cu(Ⅱ)性能影響的響應(yīng)面及等高線 　　

　　圖 3反應(yīng)物比例與反應(yīng)介質(zhì)pH值對(duì)MAMPAM去除Cu(Ⅱ)性能影響的響應(yīng)面及等高線

　　圖 1為反應(yīng)介質(zhì)pH值在中心值4.0時(shí), MPAM濃度和反應(yīng)物比例對(duì)制備的MAMPAM除Cu(Ⅱ)性能的影響.圖中等高線呈橢圓形, 說(shuō)明MPAM濃度和反應(yīng)物比例交互作用顯著.當(dāng)MPAM濃度在0.25%~0.75%范圍內(nèi), 隨著MPAM濃度的增大, MAMPAM除Cu(Ⅱ)的效果呈先升高后降低趨勢(shì);當(dāng)反應(yīng)物比例為1:2.5~1:3.5時(shí), 隨著反應(yīng)物比例的增大, MAMPAM除Cu(Ⅱ)的效果呈先升高后降低趨勢(shì).同時(shí)增大MPAM濃度和反應(yīng)物比例, Cu(Ⅱ)的去除率先升高后降低.當(dāng)反應(yīng)物濃度為0.25%~0.35%, 反應(yīng)物比例為1:3.1~1:3.5時(shí), MAMPAM對(duì)Cu(Ⅱ)的去除可以達(dá)到較好效果.

　　圖 2中顯示了反應(yīng)物比例在中心值1:3條件下, 反應(yīng)介質(zhì)pH值和MPAM濃度對(duì)所制備的MAMPAM除Cu(Ⅱ)性能的影響.圖中等高線呈橢圓形, 表明反應(yīng)介質(zhì)pH值和MPAM濃度交互作用顯著.保持反應(yīng)介質(zhì)pH值不變, 隨著MAMPAM制備條件中MPAM濃度的升高, Cu(Ⅱ)的去除率整體呈先升高后降低;當(dāng)MPAM濃度不變時(shí), Cu(Ⅱ)的去除率隨著反應(yīng)介質(zhì)pH值的增加而呈先增大后減小趨勢(shì);同時(shí)增加MPAM濃度和反應(yīng)介質(zhì)pH值, 所制備的MAMPAM對(duì)Cu(Ⅱ)的去除率呈先升高后降低趨勢(shì), 表明兩者具有一定的拮抗作用.當(dāng)MPAM濃度為0.25%~0.35%, 反應(yīng)介質(zhì)pH值大于4.3~4.5時(shí), MAMPAM對(duì)Cu(Ⅱ)的去除可以達(dá)到較好效果.

　　圖 3為反應(yīng)物濃度在中心值0.5%時(shí), 反應(yīng)介質(zhì)pH值和反應(yīng)物比例對(duì)制備的MAMPAM除Cu(Ⅱ)性能的影響.從圖 3可以看出, 圖中等高線接近圓形, 說(shuō)明反應(yīng)介質(zhì)pH值和反應(yīng)物比例交互作用不顯著.隨著反應(yīng)物比例的增大, 所制備的MAMPAM對(duì)Cu(Ⅱ)的去除率呈升高趨勢(shì);當(dāng)反應(yīng)物比例一定時(shí), 升高反應(yīng)介質(zhì)pH值, 所制備的MAMPAM對(duì)Cu(Ⅱ)的去除率整體呈升高趨勢(shì);同時(shí)增大反應(yīng)介質(zhì)pH值和反應(yīng)物比例, Cu(Ⅱ)的去除率升高.當(dāng)反應(yīng)介質(zhì)pH值4.3~4.5時(shí), 反應(yīng)物比例1:3.1~1:3.5時(shí), MAMPAM對(duì)Cu(Ⅱ)的去除可以達(dá)到較好效果.

　　3.3.4 最優(yōu)制備條件確定與驗(yàn)證

　　通過(guò)對(duì)回歸方程(2)進(jìn)行解模型逆矩陣, 得到極大值所對(duì)應(yīng)各主要因素的編碼值, 換算成實(shí)際值即為MAMPAM的理論最優(yōu)制備條件, 即：MPAM濃度為0.31%、反應(yīng)物比例(MPAM:TGA)為1:3.2、反應(yīng)介質(zhì)pH值為4.76, 其他因素反應(yīng)溫度為25 ℃、反應(yīng)時(shí)間為2 h.以此條件制備的MAMPAM對(duì)含Cu(Ⅱ)水樣進(jìn)行絮凝實(shí)驗(yàn), Cu(Ⅱ)的去除率為95.30%, 模型的理論預(yù)測(cè)值為94.47%, 其相對(duì)偏差僅為0.83%, 由此說(shuō)明采用響應(yīng)面法優(yōu)化MAMPAM的制備條件合理、可靠.

　　3.3.5 MAMPAM對(duì)不同濃度含Cu(Ⅱ)水樣的去除

　　取Cu(Ⅱ)初始濃度分別為5、15、25 mg·L-1的水樣, 調(diào)節(jié)其pH值為6.0, 投加不同量最優(yōu)條件下制備的MAMPAM進(jìn)行絮凝實(shí)驗(yàn), 結(jié)果如圖 4所示.

　　圖 4 MAMPAM對(duì)不同初始濃度含Cu(Ⅱ)水樣的去除

　　由圖 4可知, MAMPAM對(duì)不同初始濃度的含Cu(Ⅱ)水樣均具有較好的去除效果, Cu(Ⅱ)去除率隨著MAMPAM投加量的增加而先升高后降低, 存在最佳投藥量.當(dāng)水樣中Cu(Ⅱ)初始濃度分別為5、15、25 mg·L-1時(shí), MAMPAM對(duì)Cu(Ⅱ)最高去除率依次為91.70%、94.47%、95.64%, 去除效果良好.隨著MAMPAM投加量的增加, 與Cu(Ⅱ)發(fā)生螯合作用的巰基數(shù)量增多, 生成絮體量變多, 絮體間碰撞幾率增加, 絮體變大, 沉降性能增強(qiáng), Cu(Ⅱ)去除率升高.當(dāng)MAMPAM投加過(guò)量后, 絮體顆粒周圍會(huì)存在過(guò)剩的帶負(fù)電荷的MAMPAM, 使絮體間產(chǎn)生較大的靜電斥力, 減弱了顆粒間的碰撞, 絮體不易聚沉, Cu(Ⅱ)去除率降低.

　　3.4 紅外分析

　　將制備的MPAM、MAMPAM均用丙酮進(jìn)行沉析, 經(jīng)過(guò)濾、洗滌數(shù)次后, 置于50 ℃條件下進(jìn)行真空干燥.取干燥后的MPAM、MAMPAM分別與KBr混合、研磨、壓片, 采用紅外分光光度計(jì)進(jìn)行紅外光譜表征.結(jié)果見圖 5.

　　圖 5 MPAM(a)和MAMPAM(b)紅外光譜

　　圖 5表明, 相對(duì)于MPAM的紅外光譜, MAMPAM譜圖中2862.36 cm-1和667.33 cm-1處出現(xiàn)了新的微弱吸收峰, 分別歸屬于S—H和C—S鍵的伸縮振動(dòng)峰(盧涌泉等, 1989;陳理想等, 2015), 表明MPAM分子鏈上成功接上了巰基乙�；�(—COCH2SH);歸屬于仲酰胺基(—CONH—)中N—H鍵3408.22 cm-1處的伸縮振動(dòng)峰(朱明華等, 2007)、1539.20 cm-1處的變形振動(dòng)峰(陳和生等, 2011)分別左移到3425.58 cm-1、1546.91 cm-1處, 1662.64 cm-1處C=O鍵的伸縮振動(dòng)峰(盧涌泉等, 1989)右移到1647.21 cm-1處, 上述吸收峰的變化表明巰基乙�；�反應(yīng)主要發(fā)生在MPAM分子鏈中的仲酰胺基上.具體參見污水寶商城資料或http://www.northcarolinalenders.com更多相關(guān)技術(shù)文檔。

　　4 結(jié)論(Conclusions)

　　1) Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)?zāi)苡行У睾Y選出MAMPAM制備條件中的主要影響因素：MPAM濃度、反應(yīng)物比例、反應(yīng)介質(zhì)pH值, 建立的多元一次回歸模型顯著, 精確度和可信度較好.最陡爬坡實(shí)驗(yàn)可快速地找到MAMPAM制備條件中的最優(yōu)響應(yīng)區(qū)域, 確定出各主要影響因素水平值的中心點(diǎn).

　　2) 采用響應(yīng)面法中的CCD法可建立Cu(Ⅱ)去除率與MAMPAM制備條件中主要影響因素的二次多項(xiàng)式模型, 該模型非常顯著, 而失擬項(xiàng)不顯著, 表明模型在被研究的整個(gè)回歸區(qū)域內(nèi)擬合性良好, 可信度較高.

　　3) 通過(guò)對(duì)響應(yīng)面模型獲得的MAMPAM最優(yōu)制備條件進(jìn)行實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證, MAMPAM對(duì)Cu(Ⅱ)的去除率可達(dá)到95.30%, 與模型的理論預(yù)測(cè)值相對(duì)偏差僅為0.83%.該優(yōu)化條件下制備的MAMPAM對(duì)不同初始濃度的含Cu(Ⅱ)水樣均具有良好的去除效果.

　　4) 通過(guò)Plackett-Burman實(shí)驗(yàn)、最陡爬坡實(shí)驗(yàn)和CCD法的聯(lián)合使用來(lái)優(yōu)化MAMPAM的制備條件合理、可行、可靠.紅外分析表明MPAM分子鏈上成功接上了巰基.