(Adsorptive capacity) ，表達方式一般以毫當量為主，CEC 愈大，表示土 壤吸附污染物或重金屬之能力愈大，也就是易阻礙污染物的傳輸。故由本 研究之實驗結果，可以發現堆肥具有相當高之吸附污染物能力，且大於土 壤約 20 倍，由此可知，土壤之吸附污染物能力較差強人意。
在 pH 值方面，可知土壤乃屬中性之土壤，而堆肥在風乾一個月後，
呈偏酸性，推測可能是由於堆肥材料使用木屑做為膨鬆劑加上尚完全穩定 Zn 23.7 (<2000) 297.4 (<500) Cd NDa (<20) ND(<5)
a ND，not detected.
b 土壤污染管制標準
c 有機肥料標準
4-2 反應級數之探討
由中華民國統計月報的資料，在夏天平均溫度 31℃ 下和冬天平均溫度 新迴歸可以得到更佳之總變異比率，但在階層原理 (hierarchy principle) 之限制下，致使無法將不顯著因子刪除，而無法獲得更佳之 R2 值
(Prochazka, 2003)，而所謂之階層原理係指模型包含一個高階項，就應該 包含由高階項組成的所有低階項。
4-3-2 配適二階模型之設計
從變異數分析，如表4-3-5 所示。可發現缺適性 (lack of fit) 檢定的
21
最後，從此二階模型可以成為一可旋轉的球面 CCD (spherical CCD)，而 該模型能在有興趣研究的範圍內提供良好的預測，另外，從廻歸係數表 中，如表4-2-6 所示，可以預測本次實驗設計結果所配適的二階模型 (second-order model) 為
其中， =堆肥與土壤摻合比之變數
= TPHD 之反應變數
表4-3-1、堆肥添加實驗之 TPHD 在 30 天之降解和預測一階動力模式之各項參數 (31℃ 下之因子部分區集)
Factorial Block （mix ratio、water content）
TPHD initial concentration
(mg/kg)
TPHD
Degradation (％)
kb rc Half-life (day) -1:1(1:0.23、69﹪) 2307 ± 190a 63 0.03 0.7666 23
1:-1(1:0.87、28﹪) 2532 ± 396 64 0.0352 0.8828 20
1:1(1:0.87、140﹪) 1999 ± 232 67 0.0366 0.833 19
-1:-1(1:0.23、14﹪) 2350 ± 158 57 0.0295 0.85 23
0:0A(1:0.55、67﹪) 2040 ± 215 59 0.0284 0.758 24
0:0B(1:0.55、67﹪) 1932 ± 78 56 0.0289 0.813 24
0:0C(1:0.55、67﹪) 1801 ± 110 59 0.0259 0.711 27
a The ± indicates one standard deviation of the mean (n = 3). b k=the first order kinetic constant
c r=correlation coefficient
aThe ± indicates one standard deviation of the mean (n = 3). b k=the first order kinetic constant 表4-3-2、堆肥添加實驗之 TPHD 在30 天之降解和預測一階動力模式之各項參數 (15℃ 下之軸部分區集)
Axial block （mix ratio、
water content）
TPHD initial concentration
(mg/kg)
TPHD
Degradation (％)
kb rc Half-life (day) 0:α(1:0.55、131﹪) 1818 ± 141a 13 0.0033 0.2114 210
α:0(1:1、90﹪) 1801 ± 110 54 0.0221 0.7934 31
0:-α(1:0.55、3.8﹪) 2295 ± 162 41 0.0137 0.793 51
-α:0(1:0.1、131﹪) 1889 ± 363 62 0.0331 0.929 21
0:0D(1:0.55、67﹪) 2040 ± 215 50 0.0248 0.816 28
0:0E(1:0.55、67﹪) 1932 ± 78 50 0.0225 0.772 31
0:0F(1:0.55、67﹪) 1801 ± 110 54 0.0234 0.786 30
c r=correlation coefficient
表 4-3-3、可旋轉之正交區集中央合成設計
0
TPH (﹪remain by concentration） 1:0.23 and 69﹪
1:0.87 and 28﹪
1:0.87 and 140﹪
1:0.23 and 14﹪
(A)
TPH (﹪remain by concentration)
(B)
圖4-3-1、TPHD 在區集 31℃ 下不同摻合比降解率之變化 (A) 在不同摻 合比下和含水率下之變化 (B) 在土壤與水分含量為 1:0.55 和 67﹪時之三重覆分析 (error bars 係重覆採樣三次之標準差)
0
TPH (﹪remain by concentration)
1:0.55 and 131﹪
1:1 and 90﹪
TPH (﹪remain by concentration)
(B)
圖4-3-2、TPHD 在區集 15℃ 下不同摻合比降解率之變化 (A) 在不同摻 合比下和含水率下之變化 (B) 在土壤與水分含量為 1:0.55 和 67﹪時之三重覆分析 (error bars 係重覆採樣三次之標準差)
表4-3-4、迴歸係數預測 TPHD 降解率之結果
Term Coef SE Coef T P
Constant 54.667 3.560 15.356 0
Block 7.214 2.331 3.096 0.017 mix ratio -0.039 3.083 -0.013 0.990 water content -3.825 3.083 -1.241 0.255 mix ratio*mix ratio 6.729 3.209 2.097 0.074 water content*water
content -8.771 3.209 -2.733 0.029 mix ratio*water content -0.750 4.360 -0.172 0.868
S = 8.720 R-Sq = 77.4% R-Sq(adj) = 54.6%
表4-3-5、TPHD 之變異數分析
Source DF Seq SS Adj SS Adj MS F P
Blocks 1 728.64 728.643 728.643 9.58 0.017 Regression 5 1094.58 1094.584 218.917 2.88 0.100
Linear 2 117.04 117.042 58.521 0.77 0.499 Square 2 975.29 975.292 487.646 6.41 0.026 Interaction 1 2.25 2.250 2.250 0.03 0.868
Residual
Error 7 532.27 532.274 76.039
Lack-of-Fit 3 515.61 515.607 171.869 41.25 0.002 Pure Error 4 16.67 16.667 4.167
Total 13 2355.5
表4-3-6、預測 TPHD 之迴歸係數
Term Coef Constant 54.6667
Block 7.21429 mix ratio -0.03921 water content -3.82475 mix ratio*mix ratio 6.72917 water content*water
content -8.77083 mix ratio*water content -0.75
4-3-3 模型適當性與常態性假設檢驗
在常態性檢定方面，一個非常有用的方法就是建構一個殘差的常態機 率圖，在變異數分析中，對殘差做此圖通常相當有效，如圖4-3-3 所示，
這個圖形為一條直線，在目檢直線時，重點應擺在圖形中間附近而非兩 端，由該圖可得知殘差值皆平均分佈於線性，亦即判斷該實驗數據符合常 態性分佈的假設。
該模式的適當性，可以由殘差檢查來判斷，而殘差的檢查應該是任何 變異數分析中很自然的一部份，如圖4-3-4 所示。若模型是恰當的，則表 示殘差應該是無結構的 (structureless)，也就是說，由圖可以看出沒有任 何明顯的形狀。有時候，觀測值的變異數會隨觀測值的增加而變大，亦即 當殘差變大時，會使殘差對配適值的圖看起來像是開口向外的漏斗或麥克 風，該項誤差容易在測定儀器時而發生。
觀察最後分析得到的反應曲面，如圖4-3-5 所示。為一鞍點之圖形，
代表本實驗結果無法求得最佳範圍，亦即有兩個局部較佳之範圍，會造成 該圖形之結果，將由最後單一因子實驗分析結果中一併討論。
綜合上述反應曲面法之實驗結果可得知，不論何種添加堆肥摻合比之 實驗，若有足夠之水分，均可得到相當顯著之降解效果，但是必須最後再 進行單一因子實驗以便探討更詳盡之降解過程及反應機制。
圖4-3-3、TPHD 之殘差與常態分佈
圖4-3-4、殘差與配適值的圖
(A)
(B)
圖4-3-5、TPHD 之反應曲面法結果 (A) 反應曲面圖 (B) 等高線圖
4-4 單一因子實驗規劃結果
由反應曲面法之結果，如表 4-3-4 所示，得知摻合比和含水率彼此間 之相互作用 (intereaction) 不顯著，即表示摻合比和含水率無相互影響之 關係，故進行單一因子實驗來加以確認實驗結果是否符合反應曲面所述。
前 10~15 天內約有 60~70％ 之降解，而在往後之 20~30 天內之降解呈 降解就可能會被抑制 (LaGrega et al.,1994；Namkoong, 2002；Xiaoqing, 1995)，故在含高量營養鹽之堆肥，將由於肥分過高而導致生物降解效果
用量亦愈大，因此容易造成二次污染，但若採用連續施用堆肥方法，將有 更佳之降解效果，而可避免導致環境過度負荷，且可維持植物正常生長 (Ronald, 1995)。故綜合上述，可知添加堆肥做為土壤改良劑雖然可以增 加 TPHD 降解率之提高，但是若添加過多之堆肥，將會對降解率造成抑 制，甚至造成環境負荷，而在上述比較之下可發現低摻合比之添加劑量即 可得到相當顯著之降解效果 (68％)，以一階動力常數來看，發現低摻合比 (1:0.1) 其動力常數約大於單獨土壤組 (soil only) 之兩倍多，故可見本研 究利用低摻合比之堆肥進行受柴油污染土壤之生物降解，確實可以得到相 當顯著且無二次污染之虞效果。
表4-4-1、土壤受柴油污染降解過程之 TPHD(mg/kg) 實驗組 Experimentation （Water
content）
TPHD initial concentration (mg/kg)
Degradation
rate (％) k r half life (day) 1:0.1 (31﹪) 2155 ± 190a 68.1 0.041 0.94 17.11
1:0.4 (65％) 2071±104 64.5 0.037 0.96 18.57
1:0.7 (86﹪) 2043±139 64.4 0.037 0.94 18.88
1:1 (101﹪) 2090±87.5 69.4 0.038 0.92 18.05
a The ± indicates one standard deviation of the mean (n = 3).
Control（Water content） TPHD initial
concentration(mg/kg)
Degradation
rate (％) k r half life soil only (15％) 1835±439a 33.8 0.018 0.81 37.9
compost only (187％) 2007±180 35.8 0.017 0.90 41.3
sterilization (31％) 1789±107 10.7 - -
-表4-4-2、土壤受柴油污染降解過程之 TPHD(mg/kg) 控制組
a The ± indicates one standard deviation of the mean (n = 3).
`
0
TPH (﹪remain by concentration) 1:0.1
1:0.4
TPH (﹪ remain by concentration)
biocide compost only soil only
(B)
圖4-4-1、TPHD 濃度隨時間降解之過程 (A)各摻合比之實驗組 (B)控制組
(A)
(B)
圖4-4-2、實驗組 (1:0.1) 之 TPHD 降解層析圖譜 (A)起始濃度 (B)最終濃 度
(A)
(B)
圖4-4-3、堆肥組之 TPHD 降解層析圖譜 (A) 起始濃度 (B) 最終濃度
(A)
(B)
圖4-4-4、土壤組之 TPHD 降解層析圖譜 (A) 起始濃度 (B) 最終濃度
(A)
(B)
圖4-4-5、滅菌組之 TPHD 降解層析圖譜 (A) 起始濃度 (B) 最終濃度
4-5 生物菌數結果
圖4-5-1、利用 DAPI 染色配合螢光顯微鏡所觀察到之微生物總菌數圖
0
4-6 生物降解過程中之 EC、pH 之變化
在生物降解過程中，常常可能因為微生物產生特定酵素而使得 pH 值 改變，而且微生物之活性亦會影響 pH 值，而在降解過程中，產生嚴重酸 化或是鹼化之現象，而有影響植物或其他生物之虞，本研究在生物降解過 程中 pH 之變化，可由圖 4-6-1 所示。由 pH 隨時間之變化可以得知在 本研究中，並無嚴重之酸化或鹼化之現象。
為了暸解在堆肥添加入土壤之復育實驗中，其可溶性鹽類濃度是否會 變化，而加以監測，以評估是否會有造成土壤鹽化及作物之生長抑制之可 能，而一般係電導度大於 4 ms/cm 判定為會造成土壤鹽化。由圖 4-6-2 所 示，可知本研究之 EC 值，在實驗組方面乃為 1.0~3.4 ms/cm，而控制 組方面，除了滅菌組因加入疊氮化鈉 (NaN3) 而呈現較高值外 (5.4~5.9 ms/cm)，其餘介於 0.36~3.8 ms/cm 之間，故得知本次研究過程中將無造 成土壤鹽化之虞。
0
0
4-7 品質保證與品質管制 (QA/QC)
4-7-1 檢量線配製
本研究所製備之柴油標準溶液乃是以序列稀釋法配製，即以五種不同 濃度分別進行分析，再由不同濃度下積分獲得之面積與濃度作圖，利用直 線的最小平方差方程式 (least square error equation) 而求得一直線回歸 方程式，並計算其相關係數。如圖4-7-1 所示。而重金屬和陽離子交換實 驗亦由上述方式配製，如表4-7-1 所示，而由檢量線得知，相關係數 R2 值 依檢測方法 (NIEA-PA103, 1999) 之規定需大於或等於 0.995，由本研究 之相關係數可知皆符合檢量線製備之規定。
4-7-2 方法偵測極限 (Method detection limit)
針對索式萃取法進行方法偵測極值之建立，本研究係將利用西湖溪之 土壤做為摻合基質樣本，依儀器偵測極限配製其 4 倍濃度之標準溶液，
而重金屬和陽離子交換實驗係以硝酸溶液配製，將上述配製方式分別重覆 方法分析七次，將分析所得偏準差乘以 3 倍，即為本研究之方法偵測極 限，如表4-7-2 所示。
4-7-3 空白分析 (Blank)
為了探討實驗過程中可能發生之人為或非人為之誤差，則需要進行空 白分析實驗，暸解藥品與器具是否遭受到污染，以避免人為疏失而造成誤 差。本研究所進行之空白分析結果，如表4-7-3 所示，發現並無污染情形，
符合實驗室品質管制。
4-7-5 重覆分析 (Duplicate )
經由同一樣品重覆分析二次，可以暸解數據之差異性，一般係用相對 百分偏差 R (Relative percent difference)，來認定其分析之精密度。由表 4-7-3 可得知TPHD 之相對百分偏差介於 1.0-6.8 ％ 之間，其平均值為 4.2 ％，而重金屬和陽離子交換實驗則為 0.3-12.7％ 之間。
4-7-6 添加樣品分析 (spike sample analysis)
添加樣品分析則是為了要暸解在實驗過程中，檢測方法之適用性及是 否會受到樣品之基質干擾，結果如表4-7-3 所示，由表中可以得知本次研 究重覆分析平均回收率為 86.3％，而重金屬和陽離子交換實驗最低亦有 84％ 。綜合上述，本實驗之品質管制均符合其規定之標準。
y = 533.66x + 18497
0 500 1000 1500 2000 2500 3000 3500 TPH concentration (ppm)
Area
a indicate concentration of sodium ion in the CEC (cation exchange capacity) experiment
表4-7-2、方法偵測極限 (A) TPHD 實驗 (B) 重金屬與陽離 交換實驗
(A)
MDLa TPHD (mg/kg) 4.4
a method detection limit (3×St. deviation)
(B)
Type MDLa
Cu (ppm) 0.019
Zn (ppm) 0.004
Pb (ppm) 0.037
Cr (ppm) 0.011
Cd (ppm) 0.005
Ni (ppm) 0.079
bNa (ppm) 0.002
a method detection limit (3×St. deviation)
b indicate concentration of sodium ion in the CEC (cation exchange capacity) experiment
表4-7-3、空白分析、添加回收率與再現性 (A) TPHD 實驗 (B) 金屬與 陽離子交換實驗之空白分析、添加回收率與再現性
(A)
Time (day) aBlank (mg/kg) Recovery (％) Relative percent difference (％)
0 ND 87.0 2.7
a indicate smaller than MDL (method detection limit)
(B)
Blank (mg/kg) Recovery (％) Relative percent difference (％)
Cu NDa 104 3.5
a indicate smaller than MDL (method detection limit)
b indicate concentration of sodium ion in the CEC (cation exchange capacity) experiment