梁潤雄，艾斌,，金井升，葉家興，張衛(wèi)民，龐毅聰，何溢懿，沈輝

(1.中山大學材料科學與工程學院，廣東 廣州510275；2.廣東省光伏技術重點實驗室, 廣東 廣州510006；3. 浙江晶科能源有限公司，浙江 海寧314416；4. 中國電器科學研究院有限公司, 廣東 廣州 510300)

摻硼p型晶體硅太陽電池憑借其低成本、高效率、長壽命以及成熟的工藝技術等競爭優(yōu)勢，牢牢占據(jù)著光伏市場的主導地位。根據(jù)2017年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)[1]，基于摻硼p型晶體硅片的常規(guī)鋁背場(Al-BSF)電池占據(jù)著2017年市場份額的83%左右，而基于摻硼p型晶體硅片的高效PERC(passivated emitter and rear cell)電池占據(jù)著15%左右的市場份額，2018年預計將達到40%甚至更多。2017年產業(yè)化單晶Al-BSF電池和多晶Al-BSF電池的平均效率分別為20.3%和18.7%，而產業(yè)化單晶PERC電池和多晶PERC電池的平均效率分別為21.3%和20%。然而，基于摻硼p型晶體硅片的太陽電池存在光衰的問題。因摻硼p型直拉單晶硅片(Cz-Si)具有比鑄錠多晶硅(cast-Si)片更高的含氧量，由摻硼p型Cz-Si片制備的單晶硅電池因光衰(LID)造成的效率損失通常比p 型cast-Si片制備的多晶硅電池更嚴重，因光衰造成的效率損失可達2%(絕對值)[2-4]。由于PERC電池比較好地解決了電池表面鈍化的問題，因光衰引起硅片體壽命的減小造成的效率損失將比常規(guī)Al-BSF電池更嚴重[5-6]。因此，PERC電池的光衰及其抑制的研究是全球光伏科技工作者高度關注的熱點。

通常人們會把基于直拉單晶硅片(Cz-Si)上的晶體硅太陽電池的LID歸因于光照在Cz-Si片中產生了有復合活性的硼-氧缺陷(boron-oxygen defect)。但實際上，目前人們關于硼-氧缺陷的組成結構等尚無定論[7]。在硼-氧缺陷致光衰(BO-LID)抑制研究方面，Herguth等[8-9]于2006年取得重大發(fā)現(xiàn)，當對摻硼Cz-Si片同時給予加熱和載流子注入時，B-O缺陷引起的少子壽命的衰減會發(fā)生“復原”(regeneration)反應，即B-O缺陷會由具有復合活性的“衰減態(tài)”轉變?yōu)閱适秃匣钚缘摹皬驮瓚B(tài)”，B-O缺陷造成的少子壽命的衰減基本能完全恢復，更重要的是B-O缺陷的“復原態(tài)”在太陽電池工作條件下是穩(wěn)定的。在過去的幾年中，盡管人們已經對BO-LID復原反應與樣品制備條件、材料特性和復原參數(shù)(如溫度、光強和氫含量)的關系做了很多研究，并基本弄清了它們之間的關系和反應的機理。但是，到目前為止，BO-LID復原技術仍主要處于實驗室研究階段，其原因在于：第一，與產業(yè)化密切相關的問題仍沒有得到很好地解決[10-11]。例如：BO-LID復原反應的長期穩(wěn)定性以及復原過程的處理時間能否滿足生產流水線的要求等。第二，為了避免不可控因素的干擾，已發(fā)表的絕大部分有關BO-LID復原反應的研究結果是在壽命樣品上獲得的，這些研究結果在多大程度上對實際生產的太陽電池有效仍是一個未知數(shù)[12]。第三，復原處理方法和復原處理工藝仍有待改進，譬如文獻中所報道的復原過程絕大多數(shù)都采用“光照+加熱”這種處理方法，然而該方法存在能耗高(電轉變?yōu)楣?，光再轉變?yōu)殡?、所需空間大(需要較長的燈室以便對電池連續(xù)化處理時對單片電池的復原處理時間足夠長)、會對電池造成光損傷(特別是在高水平注入時)等缺點[13]。作為比較，“電注入+加熱”復原處理方法直接將載流子注入電池，完全避免了電-光和光-電轉換過程中的能量損耗，具有設備簡單、成本低、能耗低、注入電流大且不存在光損傷、可疊片批量化處理等獨特的優(yōu)勢。因此，對電注入復原處理方法進行深入研究十分必要。而且，人們對最新出現(xiàn)的產業(yè)化PERC電池的復原處理研究也是不足的。雖然德國Konstanz大學的Herguth小組和德國Fraunhofer太陽能系統(tǒng)研究所的Rein小組率先在2015年報道了他們在PERC電池光衰及復原方面的研究成果[14-15]。但是，他們研究的都是實驗室制備的不成熟的PERC電池，其光衰及復原情況不能代表真正實現(xiàn)產業(yè)化的成熟的PERC電池。具體地說，Herguth小組研究的PERC電池背面使用的是SiOx/SiNx:H疊層鈍化[14]，而Rein小組研究的PERC電池通過不成熟的LFC(laser-fired contacts)技術燒蝕絲網印刷在硅片背面的鋁層穿透AlOx/SiOx/SiNx鈍化層與硅片形成局部的電接觸[15]。

因目前人們對已產業(yè)化的PERC電池的光衰及其抑制的研究并不充分，本文擬采用正交實驗方法對量產的PERC電池的電注入復原處理工藝條件進行最優(yōu)化研究。影響復原處理效果的因素有處理時間、溫度和電流強度，此外各因素之間的相互作用也會對復原處理效果產生影響，若做全面實驗則實驗量過大。正交實驗方法在不影響實驗結果信度的前提下可大幅度減少實驗次數(shù)，并能給出最佳的實驗條件組合。此外，正交實驗法還可對最佳條件組合的實驗結果做出預測，并對預測結果的可靠性作出評估。本文利用正交實驗方法獲得了產業(yè)化PERC電池電注入復原處理的最佳工藝條件，可使PERC電池因光衰造成的效率損失降至最低。因此，本文的研究結果對于高效穩(wěn)定PERC電池的生產和應用具有重要的參考價值和現(xiàn)實意義。

1 實 驗

采用標準化工業(yè)過程(不含抗光衰處理步驟)將同一批次的電阻率為1 Ω·cm左右、尺寸為156 mm×156 mm的倒角方形摻硼Cz-Si片制成PERC電池。所制備的PERC電池在標準測試條件(AM1.5光譜，1000 W/m2光強，25 ℃)下測得的初始效率在20.5%～20.9%之間。在電致復原處理之前，先利用新加坡偉信公司生產的VS-6821M 型太陽電池I-V特性測試儀在45 ℃、1 Sun光照(AM1.5光譜，1 000 W/m2光強)條件下測試PERC電池的I-V特性，以確定其初始效率Eff (t= -1)。然后，根據(jù)所選取的正交表給定的各因素水平組合(即實驗條件)對PERC電池進行電注入復原處理。接著，將PERC電池置于VS-6821M 型太陽電池I-V特性測試儀，先對復原處理后的PERC電池在45 ℃、1 Sun光照條件下進行一次I-V特性測試，以獲得其復原處理后的效率Eff(t=0)。然后再利用VS-6821M 型太陽電池I-V特性測試儀對PERC電池進行45 ℃、1 Sun光照條件下的12 h原位光衰。在原位光衰過程中，每隔10 min利用VS-6821M 型太陽電池I-V特性測試儀測量一次PERC電池的I-V特性，任意t時刻測得的效率記為Eff(t)。

需要說明的是，本文采用自主搭建的電致復原處理裝置對PERC電池進行抗光衰處理。該電致復原處理裝置由威迅達 WXD2620 型加熱臺(溫控范圍25～400 ℃)、安耐斯 JP8020D 型恒流源(可輸出 0～20 A 電流)、自主設計的探針架(用于接觸電池正面電極)、銅板(用于接觸電池背面電極)等組成，可在整個面積上對太陽電池進行均勻的電注入，以獲得理想的電致復原處理效果。由于加熱臺控制器顯示的溫度不能準確反映電池片的真實溫度，電池片的溫度由Fluke 562紅外測溫計測定。為方便進行電池間的橫向比較，本文所給的圖示以效率η的相對值(ηt/ηinitial)作為縱坐標。

2 實驗結果與討論

2.1 三水平正交實驗

電致復原處理涉及時間、溫度和電流強度三個單因素，此外還存在各因素兩兩之間的相互作用。為了減少實驗次數(shù)及簡化數(shù)據(jù)處理過程，本文首先采用三水平正交實驗方法檢查三個單因素及其相互作用對實驗結果影響的顯著性，并初步給出最優(yōu)處理條件的組合。根據(jù)前人及我們的實驗結果[16-18]， 140～200 ℃的溫度范圍、10～30 min的處理時間、6 ～18 A的電流強度復原處理的PERC電池具有較好的抗光衰性能。為此，選取10 min、20 min、30 min三個水平的處理時間，140 ℃、170 ℃、200 ℃三個水平的溫度，6 A、12 A、18 A三個水平的電流強度。采用L27(313)正交實驗表安排每次實驗的條件，如表1所示。處理時間(A)、溫度(B)和電流強度(C)作為表頭分別安排在第1、第2和第5列，A與B的交互作用作為表頭安排在第3、4列，A與C的交互作用作為表頭安排在第6、7列，B與C的交互作用作為表頭安排在第8、11列，用于顯著性判斷的誤差列(e)作為表頭安排在第9、10、12、13列。第14列放置電池的初始效率Eff(t= -1)，最后一列放置用于比較各處理條件組合優(yōu)劣的指標，即經過12 h光衰后電池的效率與初始效率之比Eff(t=12 h)/Eff(t= -1)。第一列表頭代表實驗序號。每次實驗的條件(各因素水平)由實驗序號所在行與代表處理時間(A)、溫度(B)和電流強度(C)的1、2、5 列共同確定。譬如，序號為5的實驗，1、2、5 列所對應的因素水平分別為1、2、2，則第5組實驗的實驗條件為處理時間10 min，溫度170 ℃，電流強度12 A。

表1 三水平L27(313)正交實驗表及實驗結果Table 1 The three-level orthogonal layout L27(313) and experimental results

根據(jù)表1的實驗結果，表2 列出了主要的數(shù)據(jù)處理結果，詳細的數(shù)據(jù)處理方法參見文獻[19]。限于篇幅，以下僅簡要給出關鍵的數(shù)據(jù)處理步驟。

1)先求總平均值，即

≈0.993 5

(1)

2)求各因素水平平均值，即

≈0.991 2

(2)

=0.997 5

3)求各交互作用的水平組合平均值，即

=0.978 5

(3)

=0.997 0

4)求因素效應值，即

≈0.991 2-0.993 5=-0.002 3

(4)

≈0.997 5-0.993 5=0.004 0

5)求交互作用的效應值，即

≈0.978 5-(0.993 5-0.002 3-0.008 7)

=-0.004 0

(5)

≈0.997 0-(0.993 5+0.003 2+0.004 0)

=-0.003 7

6)計算因素及交互作用的方差，即

≈9×[(-0.002 3)2+(0.001 1)2

+(0.001 2)2]

=7.3×10-5

(6)

≈3×[(0.004 7)2+

+(-0.003 7)2]

=4.65×10-4

7)求誤差方差，即

-[27×(F0)2+∑D(Fi)+∑D(Fi,j)]

≈26.652 774-[27×0.987 047

+(0.000 073+0.001 044+0.000 229)

+(0.000 450+0.000 067+0.000 465)]

≈26.652 774-26.652 597

≈1.77×10-4

(7)

8)計算自由度。對于單因素，其自由度為fi=2；對于交互作用，其自由度為fi,j=2×2=4；對于誤差，共有四個誤差列，其自由度fe=2+2+2+2=8。

9)計算F比。對于單因素，有

(8)

對于交互作用，有

=5.247 5

(9)

10)查F-分布表，得到

F0.05(2,8)=4.46，
F0.01(2,8)=8.65，
F0.001(2,8)=18.49
F0.05(4,8)=3.84，
F0.01(4,8)=7.01，
F0.001(4,8)=14.39

(10)

11)比較判斷。FA(fA,fe)

12)計算預測值的波動范圍。時間因素(A)是不顯著的，但是AB交互作用是顯著的，所以A因素不能歸入誤差，而將交互作用AC的方差及自由度歸入誤差。有

≈0.000 177+0.000 067

=0.000 244

(11)

(12)

(13)

13)確定最優(yōu)組合。AC交互作用的F比最小，其對實驗結果的影響可忽略。雖然A因素對實驗結果的影響也不顯著，但AB交互作用是顯著的，因此在確定最優(yōu)條件組合時不能剔除A因素。因此，不同條件組合的目標函數(shù)的預測值公式為：

(15)

經計算，目標函數(shù)的最大值為1.007±0.007，對應的最優(yōu)條件組合為(3,2,3)，相應的最佳實驗條件為30 min，170 ℃，18 A；目標函數(shù)的次最大值為1.006±0.007，對應的次最優(yōu)組合為(2,2,3)，相應的實驗條件為20 min、170 ℃、18 A。

鑒于B因素對實驗結果的影響十分顯著，AB、BC交互作用的顯著有可能是B因素十分顯著造成的。若不考慮交互作用，不同條件組合的目標函數(shù)的預測值公式可變?yōu)椋?/p>

(16)

經計算，不考慮交互作用最優(yōu)組合仍為(3,2,3)組合，而且次最優(yōu)組合也是(2,2,3)。

表2 三水平正交實驗數(shù)據(jù)處理結果Table 2 The data processing results of the three-level orthogonal experiment

2.2 五水平正交實驗

根據(jù)最優(yōu)化實驗條件不受交互作用影響的三水平正交實驗結果，我們進一步縮小參數(shù)范圍及水平間隔，以五水平正交實驗來精確確定最優(yōu)化復原處理條件。具體地說，我們將參數(shù)范圍縮小為復原處理時間(10～30 min)、溫度(160 ～180 ℃)、電流強度(6 ～18 A)，所選取的是10、15、20、25、30 min五個水平的處理時間，160、165、170、175、180 ℃五個水平的溫度，6、9、12、15、18 A五個水平的電流強度。采用L25(56)正交實驗表安排每次實驗的條件，如表3所示。處理時間(A)、溫度(B)和電流強度(C)作為表頭分別安排在第1、第2和第3列，用于顯著性判斷的誤差列(e)作為表頭安排在第4、5、6列。第7列放置電池的初始效率Eff (t= -1)，最后一列放置用于比較各處理條件組合優(yōu)劣的指標，即經過12 h光衰后電池的效率與初始效率之比Eff(t= 12 h)/ Eff(t= -1)。第一列表頭代表實驗序號。

根據(jù)表3的實驗結果，表4列出了主要的數(shù)據(jù)處理結果，數(shù)據(jù)處理方法及過程與三水平正交實驗的類似，此處不再贅述。經計算，F(xiàn)A(fA,fe)>F0.001(4,12)，所以A因素是極顯著的；F0.05(4,12)F0.001(4,12)，所以C因素也是極顯著的。此時，不同條件組合的目標函數(shù)的預測值公式為：

(16)

經計算，目標函數(shù)的最大值為1.019±0.007，對應的最優(yōu)條件組合為(5,4,5)，相應的最佳實驗條件為30 min，175 ℃，18 A；目標函數(shù)的次最大值為1.018±0.007，對應的次最優(yōu)條件組合為(5,5,5)，相應的實驗條件為30 min，180 ℃，18 A。

圖1給出了兩組正交實驗所確定的最優(yōu)及次最優(yōu)條件復原處理的PERC電池的效率在復原處理前后及12 h光衰過程中隨時間的變化。由圖1可知，經4種優(yōu)化條件復原處理后，PERC電池的效率相對于初始效率上升了約1%～ 2%；在隨后的1 Sun 光強、45 ℃、12 h光衰過程中，其效率在初始的1 h內雖然有一個輕微的下降，但隨后保持穩(wěn)定直至光衰結束，而且其最終效率仍比初始效率高約1%。

表3 五水平L25(56)正交實驗表及實驗結果Table 3 The five-level orthogonal layout L25(56) and experimental results

表4 五水平正交實驗數(shù)據(jù)處理結果Table 4 The data processing results of the five-level orthogonal experiment

圖1 復原處理前后及12 h光衰過程中PERC電池的效率隨時間的變化曲線Fig.1 The variation of efficiencies of PERC solar cells with time which were regenerated before and after regeneration and during the 12 h LID process

作為比較，未經復原處理的對照組在12 h光衰過程中，其效率在光衰的前2 h有約6%的大幅下降。以上結果充分說明經4種優(yōu)化條件復原處理的PERC電池表現(xiàn)出了良好的抗光衰性能。

3 結 論

本文首先使用三水平正交實驗方法研究了處理時間、溫度、電流強度及其相互作用對復原處理后PERC電池的抗光衰性能的影響。結果表明，在10～30 min的復原處理時間、140～200 ℃的處理溫度、6～18 A的注入電流強度下，對PERC電池抗光衰性能有影響的復原處理條件按顯著性由大到小排序依次為：溫度、溫度和電流的交互作用、電流、時間和溫度的交互作用、處理時間、時間和電流的交互作用。不論是否考慮交互作用，由三水平正交實驗優(yōu)化的最佳復原處理條件均為30 min，170 ℃，18 A。考慮到最佳復原處理條件不受交互作用的影響，本文以更小的參數(shù)變化范圍和水平間隔利用五水平正交實驗進一步優(yōu)化了復原處理條件。結果表明，在10～30 min的復原處理時間、160～180 ℃的處理溫度、6～18 A的注入電流強度下，對PERC電池抗光衰性能產生影響的復原處理條件按顯著性由大到小排序依次為：處理時間、電流、溫度。由五水平正交實驗優(yōu)化的最佳復原處理條件為30 min，175 ℃，18 A。經優(yōu)化條件復原處理的PERC電池的效率相對于初始效率上升了約1%～2%，且在1 Sun 光強、45 ℃、12 h光衰過程中基本保持穩(wěn)定，其最終效率仍比初始效率高約1%，表現(xiàn)出良好的抗光衰性能。