梅 冰, 彭緒亞， 賈傳興

(1.云南農(nóng)業(yè)大學(xué)，云南農(nóng)業(yè)大學(xué)節(jié)能減排檢測(cè)工程中心， 昆明 650000； 2.云南省高校生物天然氣產(chǎn)業(yè)化技術(shù)工程研究中心， 昆明 650201； 3.重慶大學(xué)， 重慶 400045)

響應(yīng)面法優(yōu)化餐廚垃圾厭氧消化工藝條件

梅 冰1，2, 彭緒亞3， 賈傳興3

(1.云南農(nóng)業(yè)大學(xué)，云南農(nóng)業(yè)大學(xué)節(jié)能減排檢測(cè)工程中心， 昆明 650000； 2.云南省高校生物天然氣產(chǎn)業(yè)化技術(shù)工程研究中心， 昆明 650201； 3.重慶大學(xué)， 重慶 400045)

選取有機(jī)負(fù)荷，C/N和油脂含量3 個(gè)厭氧消化工藝參數(shù)，以沼氣容積產(chǎn)氣率作為厭氧消化過(guò)程的響應(yīng)指標(biāo)，運(yùn)用響應(yīng)面法(RSM)優(yōu)化餐廚垃圾厭氧消化工藝條件。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，根據(jù)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)建立的 1個(gè)二次多項(xiàng)式數(shù)學(xué)模型都具有高度耦合性，根據(jù)二次多項(xiàng)式方程運(yùn)用響應(yīng)面法單獨(dú)優(yōu)化的最優(yōu)條件分別為有機(jī)負(fù)荷9.0 kgVS·m-3d-1，油脂含量20%，C/N為50。在該條件下，系統(tǒng)容積產(chǎn)氣率達(dá)7.096 m3·m-3d-1。通過(guò)響應(yīng)面分析方法確定了影響餐廚垃圾厭氧消化系統(tǒng)工藝條件的關(guān)鍵因素序列為：C/N>有機(jī)負(fù)荷>油脂含量。

厭氧消化; 餐廚垃圾; 甲烷; 響應(yīng)面法

厭氧消化是利用生物質(zhì)在厭氧菌作用下分解產(chǎn)生沼氣的過(guò)程。餐廚垃圾的厭氧消化是近年來(lái)比較熱門(mén)的研究領(lǐng)域[1, 2]。在厭氧消化過(guò)程中，改變發(fā)酵條件如溫度、有機(jī)負(fù)荷和C/N等會(huì)影響厭氧消化性能。因此，根據(jù)不同原料的物理和生化性質(zhì)，通過(guò)合適的配比以?xún)?yōu)化發(fā)酵物料的流態(tài)化特性、營(yíng)養(yǎng)結(jié)構(gòu)可獲得較佳的厭氧消化性能[3]。

目前，大多研究集中在以期提高容積產(chǎn)氣率的前提下優(yōu)化發(fā)酵工藝。李禮[4]研究了不同 C/N(用尿素調(diào)節(jié))對(duì)牛糞厭氧消化的影響，通過(guò)分別對(duì)不同 C/N 發(fā)酵的日產(chǎn)氣量與時(shí)間關(guān)系進(jìn)行回歸分析優(yōu)化再相互比較得到最優(yōu) C/N 為 30。王曉嬌[5]等研究牲畜糞便與秸稈混合厭氧消化效果中發(fā)現(xiàn)牛糞與麥稈最適 C/N 為 25. 64 ～ 27. 54之間。王暾[6]在實(shí)驗(yàn)過(guò)程中研究發(fā)現(xiàn)，過(guò)高的油脂含量會(huì)降低餐廚垃圾厭氧消化的容積產(chǎn)氣效率。夏元亮[7]在中溫條件下 以連續(xù)式厭氧消化技術(shù)對(duì)餐廚單獨(dú)厭氧消化進(jìn)行研究，實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明：當(dāng)有機(jī)負(fù)荷較低時(shí)，厭氧消化總體效果較好，在較高負(fù)荷中，容積產(chǎn)氣率及有機(jī)質(zhì)降解率明顯下降，不利于厭氧消化的進(jìn)行。有機(jī)負(fù)荷，C/N和油脂含量對(duì)厭氧消化的影響研究報(bào)道比較多，但關(guān)于這三者的交互關(guān)系對(duì)厭氧消化的影響則少有報(bào)道。為了研究這3個(gè)因素的交互作用對(duì)餐廚垃圾厭氧消化過(guò)程的影響，從而找到最優(yōu)組合方案。響應(yīng)面分析法廣泛應(yīng)用于化學(xué)、化工、農(nóng)業(yè)、機(jī)械工業(yè)等領(lǐng)域[8-9]，筆者以餐廚垃圾為研究對(duì)象先用有機(jī)負(fù)荷為單因素分析方法，確定單因素水平大致變化范圍, 再運(yùn)用響應(yīng)面法分析，對(duì)影響餐廚垃圾厭氧消化過(guò)程穩(wěn)定性能的關(guān)鍵因素進(jìn)行優(yōu)化研究，建立相應(yīng)的數(shù)學(xué)模型，以期為厭氧消化處理餐廚垃圾提供新的途徑。

1 材料與方法

1.1 實(shí)驗(yàn)材料

餐廚垃圾與接種物。餐廚垃圾取自重慶市某餐廳，接種物為實(shí)驗(yàn)室中的單相厭氧反應(yīng)器中的厭氧活性污泥[13]，兩者理化特性數(shù)據(jù)見(jiàn)表 1，表2。

表1 餐廚垃圾理化性質(zhì)指標(biāo)

表2 接種污泥性質(zhì)

1.2 實(shí)驗(yàn)裝置

反應(yīng)器置于37℃±1℃恒溫水浴箱中，使用排水法收集氣體，反應(yīng)器的有效容積為600 mL，進(jìn)料通過(guò)進(jìn)料漏斗、進(jìn)料管和截止閥實(shí)現(xiàn)，可以保證反應(yīng)器內(nèi)的厭氧環(huán)境，裝置示意圖如圖1。

1.恒溫水浴箱； 2.反應(yīng)器； 3.集氣瓶； 4.量筒； 5.進(jìn)料管； 6.進(jìn)料漏斗； 7.截止閥； 8.活接頭； 9.導(dǎo)氣管； 10.排液管圖1 厭氧消化反應(yīng)器

1.3 分析方法

固形物采用烘干重量法測(cè)定，揮發(fā)性固體利用灼燒法測(cè)定，pH值采用自動(dòng)電位滴定儀測(cè)定; 沼氣使用沼氣分析儀biogas-3200L(武漢四方)測(cè)定，總碳采用容量法—稀釋熱法測(cè)定，含油率采用索氏抽提法測(cè)定，總氮采用凱式定氮法測(cè)定。

1.4 實(shí)驗(yàn)方法

1.4.1 單因素試驗(yàn)

以有機(jī)負(fù)荷為單因素(3.0～11.0 kgVS·m-3d-1)，進(jìn)行有機(jī)負(fù)荷對(duì)系統(tǒng)產(chǎn)氣量及穩(wěn)定性試驗(yàn)研究，以確定響應(yīng)面中有機(jī)負(fù)荷的水平。

1.4.2 響應(yīng)面分析法試驗(yàn)設(shè)計(jì)

試驗(yàn)過(guò)程中，油脂含量和C/N通過(guò)添加純大米、餐廚垃圾中提取的浮油和尿素進(jìn)行調(diào)節(jié)。試驗(yàn)采用響應(yīng)面法進(jìn)行試驗(yàn)設(shè)計(jì)和分析，以探析影響餐廚垃圾厭氧消化系統(tǒng)穩(wěn)定性的關(guān)鍵因素，以及各因素的最優(yōu)水平。實(shí)驗(yàn)過(guò)程中，選取17個(gè)反應(yīng)器，每個(gè)反應(yīng)器有效容積為0.6 L，每天進(jìn)出料，反應(yīng)器溫度控制在37℃±1℃。

通過(guò)單因素試驗(yàn)，采用中心復(fù)合設(shè)計(jì)法(Central Composite Design，CCD)，對(duì)其關(guān)鍵影響因子進(jìn)一步研究。每個(gè)因素選取3個(gè)水平，以(1, 0, -1)編碼，對(duì)試驗(yàn)進(jìn)行二次回歸擬合，得到帶交互項(xiàng)和平方項(xiàng)的二次方程：

利用Design Expert Version 和JMP 8.0對(duì)試驗(yàn)進(jìn)行設(shè)計(jì)和回歸分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 單因素試驗(yàn)

在9個(gè)有效容積250 mL連續(xù)運(yùn)行的反應(yīng)器內(nèi)進(jìn)行了為期16天的單因素試驗(yàn)。9個(gè)反應(yīng)器有機(jī)負(fù)荷分別設(shè)定為3.0～11.0 kgVS·m-3d-1，其16天累積產(chǎn)氣量如圖2所示。

由圖2知，有機(jī)負(fù)荷為8.0 kgVS·m-3d-1時(shí)，其產(chǎn)氣量最高。有機(jī)負(fù)荷小于8.0 kgVS·m-3d-1時(shí)，隨著有機(jī)負(fù)荷的增加產(chǎn)氣量增加； 而當(dāng)有機(jī)負(fù)荷大于8.0 kgVS·m-3d-1時(shí)，在試驗(yàn)運(yùn)行前11 d，隨著有機(jī)負(fù)荷的增加產(chǎn)氣量逐漸增加； 而從第12天開(kāi)始，隨著有機(jī)負(fù)荷的增加，產(chǎn)氣量呈下降趨勢(shì)。當(dāng)容積負(fù)荷為9.0 kgVS·m-3d-1時(shí)產(chǎn)氣量最小。有機(jī)負(fù)荷為3.0～4.0 kgVS·m-3d-1時(shí)，其產(chǎn)氣量都明顯偏低。因此，選取的有機(jī)負(fù)荷范圍為5.0～9.0 kgVS·m-3d-1。

圖2 單因素負(fù)荷試驗(yàn)累積產(chǎn)氣量

對(duì)于響應(yīng)面試驗(yàn)過(guò)程中含油率和C/N的確定，參考前人的研究結(jié)果[6, 9, 13]，試驗(yàn)確定油脂百分含量范圍為8%～20%，選定C/N范圍為13～50。

2.2 響應(yīng)面分析法確定關(guān)鍵影響因素

2.2.1 響應(yīng)面分析影響因素水平的選取

依據(jù)單因素試驗(yàn)結(jié)果，筆者試驗(yàn)確定了影響餐廚垃圾厭氧消化系統(tǒng)穩(wěn)定性的主要因素及其水平，見(jiàn)表3。根據(jù)響應(yīng)面法設(shè)計(jì)原理，采用統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件Design Expert中心復(fù)合設(shè)計(jì)(CCD)對(duì)影響餐廚垃圾厭氧消化系統(tǒng)穩(wěn)定性的主要因素進(jìn)行試驗(yàn)探析設(shè)計(jì)。采用三因素三水平的響應(yīng)面分析法，以有機(jī)負(fù)荷、油脂含量以及C/N為自變量，分別以X1，X2和X3代表，每個(gè)自變量的高、中、低試驗(yàn)水平按下式進(jìn)行(1, 0, -1)編碼(見(jiàn)表4):

式中：X1為自變量編碼值；x1為自變量真實(shí)值；x0為試驗(yàn)中心點(diǎn)處自變量的真實(shí)值； △x為自變量的變化步長(zhǎng)，容積產(chǎn)氣率均值(Y)為響應(yīng)值。由表3可得:

試驗(yàn)方案及結(jié)果見(jiàn)表4所示。表4中，17個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)分為析因點(diǎn)和零點(diǎn)，其中析因點(diǎn)(14個(gè))為自變量取值在X1,X2和X3所構(gòu)成的三維頂點(diǎn)； 零點(diǎn)為區(qū)域的中心點(diǎn)，零點(diǎn)試驗(yàn)重復(fù)3次，用以估計(jì)試驗(yàn)誤差。

表3 試驗(yàn)因素水平及編碼

表4 試驗(yàn)方案及結(jié)果

對(duì)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)(見(jiàn)表4)進(jìn)行多元回歸擬合，回歸擬合方程見(jiàn)下式1，其方差分析結(jié)果見(jiàn)表5。

(1)

由表5知，因素X3(C/N)對(duì)結(jié)果影響極顯著(P<0.01)，因素X1(有機(jī)負(fù)荷率)對(duì)結(jié)果影響稍顯著，而因素X2(油脂含量)對(duì)結(jié)果影響不顯著。回歸方程的F=5.48>F0.05(9, 7)=3.68，表明模型中因變量與全體自變量間的線性關(guān)系顯著。二次項(xiàng)中只有X1X3，X3^2是顯著的。經(jīng)過(guò)JMP分析結(jié)果可知，模型的最大響應(yīng)值為7.096 m3·m-3d-1，且得到各因素最佳值：容積負(fù)荷、油脂含量和C/N最佳編碼為(1, 1, 1)。有機(jī)負(fù)荷9.0 kgVS·m-3d-1，油脂含量20%，C/N=50。在該條件下，系統(tǒng)容積產(chǎn)氣率達(dá)7.096 m3·m-3d-1。

表5 響應(yīng)曲面模型方差分析

2.2.2 各影響因素及其交互作用

根據(jù)回歸方程，利用Design-Expert作不同因素等高線圖，如圖3。由圖3知，當(dāng)油脂含量為14%，C/N=31.5時(shí)，產(chǎn)氣率隨著容積負(fù)荷的增加先增加后降低，負(fù)荷在5.0～6.0 kgVS·m-3d-1時(shí)產(chǎn)氣率達(dá)最大，這說(shuō)明隨著系統(tǒng)內(nèi)有機(jī)負(fù)荷的增加，系統(tǒng)內(nèi)微生物受到一定程度地抑制。張慶芳[10]發(fā)現(xiàn)厭氧消化裝置上進(jìn)行了餐廚垃圾厭氧消化連續(xù)運(yùn)行實(shí)驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)歷時(shí) 45 d以后，系統(tǒng)有機(jī)負(fù)荷從4.0 kgVS·m-3d-1提高到4.5 kgVS·m-3d-1，系統(tǒng)出現(xiàn)明顯酸抑制現(xiàn)象，產(chǎn)氣率明顯下降。

當(dāng)負(fù)荷為7.0 kgVS·m-3d-1，油脂含量為14%時(shí)，容積產(chǎn)氣率隨著C/N的增加逐漸增加，在C/N為50時(shí)，容積產(chǎn)氣率最大，可見(jiàn)C/N對(duì)調(diào)節(jié)系統(tǒng)的生境具有重要的作用。當(dāng)負(fù)荷為7.0 kgVS·m-3d-1，C/N設(shè)定為31.5時(shí)，隨著油脂含量的增加(由8%增加至20%)，產(chǎn)氣率幾乎沒(méi)有變化，這說(shuō)明此工況下，餐廚垃圾中油脂含量的多少對(duì)產(chǎn)氣貢獻(xiàn)不大，王暾[6]在實(shí)驗(yàn)過(guò)程中研究發(fā)現(xiàn)，試驗(yàn)過(guò)程中 30%的油脂含量使得厭氧產(chǎn)甲烷過(guò)程受到明顯抑制，這個(gè)油脂含量明顯高于一般的餐廚垃圾?？梢?jiàn)，系統(tǒng)高產(chǎn)氣量的的決定因素并不是油脂。綜合分析可知，此時(shí)的C/N對(duì)整個(gè)生境起著主導(dǎo)性作用。

不同因子間響應(yīng)面分析和等高線如下圖所示。下圖 反映了有機(jī)負(fù)荷、C/N和油脂含量3因素間的交互作用對(duì)餐廚垃圾厭氧消化系統(tǒng)產(chǎn)氣率的影響。

由圖4～圖11知，當(dāng)有機(jī)負(fù)荷設(shè)定為7.0 kgVS·m-3d-1時(shí)，容積產(chǎn)氣率僅隨著C/N的增加而增加，也就是說(shuō)油脂含量相對(duì)于C/N來(lái)說(shuō)對(duì)系統(tǒng)產(chǎn)氣的影響小很多。而當(dāng)固定C/N為31.5不變時(shí)，隨著負(fù)荷增加、油脂含量的降低產(chǎn)氣率減少，說(shuō)明此時(shí)的C/N可以承受一定程度地負(fù)荷沖擊； 而隨著負(fù)荷增加產(chǎn)氣率降低的速率大于隨著油脂含量增加產(chǎn)氣率降低的速率，說(shuō)明油脂對(duì)產(chǎn)氣率的影響程度遠(yuǎn)小于負(fù)荷對(duì)產(chǎn)氣率的影響。當(dāng)固定油脂含量不變，增加負(fù)荷和C/N可以使產(chǎn)氣率迅速增加，且C/N對(duì)產(chǎn)氣率增加貢獻(xiàn)率較大。何麗紅和楚莉莉在厭氧消化過(guò)程中認(rèn)為，C/N比對(duì)厭氧消化過(guò)程影響較大，主要原因是碳素為沼氣微生物提供能源，又是形成甲烷的主要物質(zhì);氮素是構(gòu)成細(xì)胞的主要物質(zhì)，所以 C/N 對(duì)厭氧消化過(guò)程影響較大。

圖3 容積負(fù)荷率與產(chǎn)氣速率的關(guān)系

圖4 油脂含量與產(chǎn)氣速率的關(guān)系

圖5 C/N與產(chǎn)氣速率的關(guān)系

圖6 油脂含量，C/N交互作用與產(chǎn)氣速率的關(guān)系

圖7 油脂含量，C/N交互作用的等高線圖

圖8 油脂含量，容積負(fù)荷率交互作用與產(chǎn)氣速率的關(guān)系

圖9 油脂含量，容積負(fù)荷率交互作用的等高線圖

圖10 C/N，容積負(fù)荷率交互作用與產(chǎn)氣速率的關(guān)系

劉和[13]等研究了污泥的初始C/N對(duì)污泥發(fā)酵產(chǎn)酸類(lèi)型的影響及產(chǎn)酸代謝途徑。不同發(fā)酵產(chǎn)酸類(lèi)型的形成是由優(yōu)勢(shì)產(chǎn)酸菌群的改變導(dǎo)致的，不同的C/N能夠形成不同的發(fā)酵類(lèi)形。王慶峰發(fā)現(xiàn)了在半連續(xù)厭氧消化過(guò)程中，通過(guò)調(diào)節(jié)底物的C/N，可以有效降低底物給體系帶來(lái)的沖擊，使整個(gè)厭氧消化過(guò)程維持在最佳狀態(tài)[14]。這些研究結(jié)果都認(rèn)為厭氧消化底物的C/N對(duì)厭氧消化系統(tǒng)的穩(wěn)定性能起重要作用與筆者實(shí)驗(yàn)結(jié)論基本一致。

圖11 C/N與容積負(fù)荷率交互作用的等高線圖

3 結(jié)論

(1)通過(guò)響應(yīng)面分析方法確定了影響餐廚垃圾厭氧消化系統(tǒng)工藝條件的關(guān)鍵因素序列：C/N>有機(jī)負(fù)荷>油脂含量。

(2)建立了餐廚垃圾厭氧消化容積產(chǎn)氣率二次多項(xiàng)式：

式中：X1為有機(jī)負(fù)荷，X2為油脂含量，X3為C/N。

通過(guò)這個(gè)公式，求得餐廚垃圾厭氧消化產(chǎn)生物氣體的理想反應(yīng)條件：有機(jī)負(fù)荷9.0 kgVS·m-3d-1，油脂含量20%，C/N=50。該條件下，系統(tǒng)容積產(chǎn)氣率達(dá)7.096 m3·m-3d-1。

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Optimizing Anaerobic Digestion Process of Kitchen Waste by Response Surface Methodology /

MEI Bing1，2, PENG Xu-ya3, JIA Zhuan-xin3/

(1.Yunnan Agricultural University，F(xiàn)aculty of Civil and Architectural Engineering，Kunming 650000，China； 2.Engineering and Research Center for Industrial Biogas Technology of Yunnan Province University，Kunming 650201，China； 3.Chongqing University , Chongqing 400045，China )

Taking the organic loading rate (OLR)，carbon nitrogen ratio (C /N) and lipid content as anaerobic process parameters, and volumetric biogas production as response indicator, the anaerobic fermentation of kitchen waste was optimized adopting response surface method (RSM)．The result showed that the quadratic regression mathematic model established according to experimental data had high coupling. The optimum process parameters of the kitchen waste fermentation were OLR of 9.0 kgVS·m-3d-1, C /N of 50, and Oil content of 20%, which were obtained through inverse matrix of quadratic regression mathematic model. The results showed that the key factors of anaerobic digestion were in order of C/N>OLR>Oil content.

anaerobic digestion; kitchen waste; methane; response surface methodology

2015-06-12

2016-07-23

項(xiàng)目來(lái)源： 云南農(nóng)業(yè)大學(xué)博士科研啟動(dòng)基金； 云南農(nóng)業(yè)大學(xué)校企合作項(xiàng)目(KX141111)

梅 冰(1982- )，男，博士，主要從事固體廢物處理研究，E-mail：meibing11meibing@163.com

S216.4; X705

A

1000-1166(2016)06-0021-06