王金鳴 袁湘月 陳忠加 張宇崴 王艷明

(北京林業(yè)大學(xué)工學(xué)院 北京 100083)

煤、石油和天然氣等化石能源在為人類社會發(fā)展提供能源動力的同時，也對人類的生存環(huán)境造成了巨大危害，如溫室效應(yīng)、NOx排放、SO2排放和粉塵污染等，同時人類社會也面臨著化石能源枯竭的問題，因此，尋求開發(fā)新能源、實現(xiàn)社會的可持續(xù)發(fā)展日益受到世界各國的重視。生物質(zhì)能源是一種可再生的清潔能源，具有良好的發(fā)展前景。美國國家科學(xué)院在《1985—2010年的能源轉(zhuǎn)換》中明確指出：“到2010年，大規(guī)模生物質(zhì)轉(zhuǎn)化所獲得的能量將是1985年能源總需求量的20倍”，我國也提出了“到2020年，可再生能源在能源構(gòu)成中的比例要占10%左右”的可再生能源發(fā)展戰(zhàn)略。但生物質(zhì)能源也具有能源密度低、可利用半徑小、生產(chǎn)具有季節(jié)性、存儲損耗大和存儲費用高等缺點，而生物質(zhì)壓縮成型，即生物質(zhì)致密成型是克服上述缺點的有效技術(shù)手段之一。

生物質(zhì)成型燃料是將松散的生物質(zhì)原料通過成型設(shè)備經(jīng)過加壓(和加熱)擠壓成一定形狀的塊狀燃料或者顆粒狀燃料(張霞等，2014)。在生物質(zhì)成型過程中，影響生物質(zhì)成型的因素主要包括原料含水率、加熱溫度和擠壓頻率。

原料含水率是生物質(zhì)成型過程中需嚴(yán)格控制的參數(shù)，適宜的含水率可以起到黏結(jié)劑和潤滑劑的作用，有助于生物質(zhì)成型，且不同種類生物質(zhì)原料在不同生物質(zhì)成型方式中的最佳含水率也不同(陳正宇，2013；景元琢等，2011)?；夭示?2006)以鋸末、小刨花為原料進行常溫高壓致密成型技術(shù)及成型機制研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)含水率15%左右壓塊密度最大，成型效果較好；Obemberger等(2009)以水稻(Oryzasativa)秸稈為原料進行壓縮試驗，得出含水率8%～12%時成型塊的成型效果最好，水分過高或過低都會影響成型質(zhì)量；姜洋等(2006)以玉米(Zeamays)秸稈、豆(Glycinemax)稈等為原料研究含水率與成型密度的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)原料含水率12%～18%較為適宜，最佳含水率為15%；李震等(2015)以四倍體刺槐(Robiniapseudoacacia)為原料，采用齒輥成型機進行壓縮，得出含水率16%、轉(zhuǎn)速200 r·min-1時成型所需的能耗最低。

溫度對生物質(zhì)成型能耗和成型塊品質(zhì)具有明顯影響，加熱生物質(zhì)原料可改善原料內(nèi)部組分的物理性能，在促進成型的同時有助于減小成型能耗，提升成型燃料品質(zhì)。王雪皓等(2018)采用套筒加熱方式對鋸屑進行致密試驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)套筒加熱方式可有效減小成型壓力，降低能耗，成型壓力最小的參數(shù)水平為加熱溫度200 ℃、含水率12%；涂德浴等(2015)以水稻秸稈與木屑混合熱壓成型發(fā)現(xiàn)，當(dāng)成型溫度為90 ℃時，成型塊的抗壓強度和抗?jié)B水性能最佳；當(dāng)成型溫度為70 ℃時，成型塊松弛密度最大；當(dāng)成型溫度為110 ℃時，成型塊的抗跌碎強度最高；孫亮等(2010)采用稻殼熱壓成型，并通過四元二次回歸正交旋轉(zhuǎn)試驗和曲面響應(yīng)法進行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對成型塊松弛密度的影響大小依次為加熱溫度、含水率、成型壓力、黏結(jié)劑添加比；高名旺等(2004)利用ANSYS軟件對木屑熱壓成型溫度場進行數(shù)值模擬，得出當(dāng)加熱溫度達到100 ℃時，木屑中間部分的溫度僅為55～80 ℃，僅有少量木質(zhì)素軟化；當(dāng)加熱溫度達到200 ℃時，木屑中間溫度為86～150 ℃，木屑中大部分木質(zhì)素開始軟化；當(dāng)加熱溫度達到300 ℃時，生物質(zhì)木屑中間溫度達到140～220 ℃，木屑中大部分木質(zhì)素已經(jīng)軟化，甚至部分已經(jīng)塑化；當(dāng)木屑表層溫度達到300 ℃時，木屑已出現(xiàn)部分炭化現(xiàn)象。

擠壓頻率是影響柱塞式生物質(zhì)成型機生物質(zhì)致密成型的主要因素之一。致密成型時擠壓頻率由電機轉(zhuǎn)速決定，擠壓頻率越大，生物質(zhì)原料在成型模具內(nèi)所處時間越短，保壓時間也就越短，可能導(dǎo)致成型塊被壓得不夠密實，成型質(zhì)量較差；壓縮速度過慢時，生物質(zhì)原料在模具內(nèi)所處時間變長，產(chǎn)量降低。王青宇等(2016)指出，正常擠壓時，柱塞擠壓頻率對機器生產(chǎn)率影響最明顯，二者基本呈線性關(guān)系；Mewes(1958)指出，擠壓頻率越大，使成型燃料達到相同密度所需致密成型壓力就越大，成型能耗變高；胡建軍等(2018)研究表明，隨著擠壓頻率降低，成型時的能耗也會隨之下降。

目前，對于生物質(zhì)熱壓成型時成型塊截面溫度場分布的研究多停留在利用軟件仿真套筒內(nèi)的溫度變化情況，有關(guān)實際試驗中成型塊截面溫度場變化情況鮮有報道。鑒于此，本研究采用紅外熱像儀采集成型塊截面溫度場數(shù)據(jù)，并進行建模分析，探究生物質(zhì)成型塊截面溫度場分布與成型塊整體密度的關(guān)系，以期為生物質(zhì)熱壓成型工藝研究提供參考。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

以廢棄松木鋸屑為試驗原料，采集后密封保存。試驗時，取一定質(zhì)量松木鋸屑，用標(biāo)準(zhǔn)檢驗篩(GB/T 6003.1—1997)重復(fù)多次測量，取平均值。由表1可知，松木鋸屑顆粒度較小，大部分顆粒直徑小于1 mm。

表1 松木鋸屑顆粒度分布

依據(jù)《木材含水率的測定方法》(GB/T 1931—1991)測量松木鋸屑初始含水率。首先利用電子秤(型號：SF-400 A，精度0.01 g)稱取質(zhì)量為m1的松木鋸屑，然后將其放入水分快速測定儀(型號：SC69-02)中進行干燥處理，稱量干燥后的松木鋸屑質(zhì)量，記為m0，按下式計算試樣含水率(W)，并使結(jié)果精確至0.1%：

(1)

經(jīng)計算，原料的初始含水率為4.8%。為研究松木鋸屑含水率對熱壓成型溫度場分布規(guī)律的影響，將松木鋸屑含水率分別調(diào)至10%、12%、14%、16%和18%，并進行密封處理。

1.2 試驗設(shè)備

采用北京林業(yè)大學(xué)工學(xué)院自主研制的單柱塞式生物質(zhì)成型機(圖1)進行試驗，該設(shè)備主要包括機架、動力源、傳動系統(tǒng)、進料系統(tǒng)和成型系統(tǒng)。動力源部分由380 V三相異步電機(型號：YE2-132 M-4)、減速比為6∶1的減速器和變頻器(型號：SIEMENS MICROMASTER 440)構(gòu)成，通過設(shè)置變頻器參數(shù)可控制電機的輸出轉(zhuǎn)速。電機通過聯(lián)軸器與偏心輪連接，偏心輪每旋轉(zhuǎn)1圈，電機帶動柱塞往復(fù)運動1次，從而實現(xiàn)對物料的反復(fù)擠壓。物料在料斗內(nèi)由微型螺旋送料機構(gòu)輸送到成型機，可保持均勻進料。柱塞將進入成型機的物料壓入與柱塞同軸線的成型模具內(nèi)，已知成型模具錐角為10°，錐面長度為17 mm，出料口直徑為24.5 mm，長度為110 mm，長徑比為4.5(圖2)。在成型套筒外壁設(shè)置合理的加熱線圈，調(diào)節(jié)溫度控制器參數(shù)可控制加熱線圈溫度，即改變成型時的溫度。

圖1 單柱塞式生物質(zhì)成型機

圖2 成型模具結(jié)構(gòu)示意

通過紅外熱像儀(型號：FLUKE Ti95)測量成型塊截面溫度場，并利用其配套軟件Smart View 3.21采集試驗數(shù)據(jù)。Smart View 3.21軟件可將成型塊截面的溫度轉(zhuǎn)換成熱圖像和溫度值在顯示器上顯示。從圖3溫度分布可知，外圓部分為加熱線圈，中間圓部分為成型模具，最內(nèi)圓部分為成型塊截面。以成型塊中心為圓心畫一個圓，將成型塊截面部分圈起來，軟件可直接顯示出該圓范圍內(nèi)的平均溫度、最高溫度和中心點溫度。需要說明的是，通過Smart View 3.21軟件采集到的溫度為華氏溫度，需將其轉(zhuǎn)換為攝氏溫度。

圖3 成型塊截面溫度分布

為獲取精確的體積，使用機床(型號：QB9111)將成型塊兩端磨平。為保證測量精度，使用游標(biāo)卡尺沿成型塊軸線測量前、中、后3個位置的直徑，取平均值。采用精度0.01 g的電子秤(型號：SF-400A)測量成型塊質(zhì)量，同一試驗點測量5段成型塊試樣，取平均值。計算公式如下：

(2)

式中：ρ為成型塊整體密度(g·cm-3)；m為成型塊試樣質(zhì)量(g)；d為成型塊試樣直徑(cm)；L為成型塊試樣長度(cm)。

1.3 試驗參數(shù)設(shè)計

以成型套筒加熱溫度(因素A)、原料含水率(因素B)、單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率(因素C)為試驗因素設(shè)計三因素五水平正交試驗(Wang，2018；盧彪，2016)，采用L25(56)型正交試驗表(表2)。根據(jù)預(yù)試驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)成型套筒加熱溫度低于140 ℃時，成型模具易堵塞，無法正常出料；當(dāng)成型套筒加熱溫度高于230 ℃時，成型模具出料為粉末狀，無法成型。當(dāng)原料含水率低于10%時，成型所需壓力較大，模具易堵塞，無法正常出料；當(dāng)原料含水率高于22%時，在成型過程易發(fā)生“放炮”現(xiàn)象，成型塊斷裂成片狀，成型效果較差(齊天，2017)。為獲得質(zhì)量較好的成型塊，本研究將成型套筒加熱溫度(因素A)分別設(shè)定為155、170、185、200和215 ℃，原料含水率(因素B)分別設(shè)定為10%、12%、14%、16%和18%。需要說明的是，在生物質(zhì)成型過程中，物料與模具之間的摩擦?xí)鼓＞邷囟壬?，?dāng)溫度穩(wěn)定時，最終溫度在115～125 ℃之間(杜紅光等，2011)。本研究加熱最低溫度為155 ℃，高于物料與模具摩擦產(chǎn)生的摩擦熱溫度，因此忽略摩擦熱的影響。單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率可通過電機轉(zhuǎn)速控制，且單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率與擠壓頻率呈線性關(guān)系：n=Nf1/f(式中：n為電機輸出轉(zhuǎn)速，r·min-1；N為電機額定轉(zhuǎn)速，1 500 r·min-1；f1為電機頻率，Hz；f為電源頻率，50 Hz)，實際試驗過程中用單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率(因素C)代替擠壓頻率，分別設(shè)定為14、16、18、20和22 Hz。

表2 正交試驗水平

2 結(jié)果與分析

2.1 方差分析

為分析各因變量受成型套筒加熱溫度(因素A)、原料含水率(因素B)、單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率(因素C)的影響程度，采用SPSS軟件進行方差分析，顯著系數(shù)越小，說明該因素對試驗指標(biāo)的影響越大，為主要因素；顯著系數(shù)越大，說明該因素對試驗指標(biāo)的影響越小，為次要因素(王艷明，2019)。由表3可知，對于成型塊整體密度和中心點溫度，其主次影響因素依次為原料含水率、單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率和成型套筒加熱溫度；對于平均溫度，其主要影響因素為成型套筒加熱溫度和原料含水率，次要影響因素為單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率；對于最高溫度，其主次影響因素依次為成型套筒加熱溫度、單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率和原料含水率。

表3 試驗因變量受自變量影響的顯著系數(shù)

2.2 溫度場分布

為使所建立的多元回歸模型具有合理性，首先進行各因變量對各自變量的一元曲線擬合，分別計算各自變量在不同水平下對應(yīng)的各因變量平均值，如表4、5、6所示；然后分別對不同因變量進行曲線擬合，得到各自變量對不同因變量的一元基礎(chǔ)回歸模型，合并整理后即為各因變量的多元整體模型；最后利用SPSS軟件進行多元回歸分析，得到多個多元回歸模型。

表4 在不同成型套筒加熱溫度下各因變量的平均值

表5 在不同原料含水率下各因變量的平均值

表6 在不同電機頻率下各因變量的平均值

2.2.1 一元擬合分析 適宜的成型套筒加熱溫度、原料含水率、單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率可使生物質(zhì)原料結(jié)合更加緊密，進而影響整體密度。成型套筒加熱線圈為成型提供熱源，線圈溫度直接影響最高溫度，由于生物質(zhì)原料本身不是良好的導(dǎo)熱體，在套筒中停留時間較短，溫度不能很快傳遞到成型塊中心，所以成型塊中心溫度普遍偏低，受加熱線圈溫度影響十分顯著；水在高溫下會蒸發(fā)成水蒸氣，水蒸氣溫度高于液態(tài)水，因此含水率直接決定水蒸氣和液態(tài)水的多少，進而影響成型塊平均溫度、最高溫度和中心點溫度；電機頻率決定生物質(zhì)成型塊在套筒內(nèi)的停留時間，進而影響成型塊的受熱時間，因此對成型塊平均溫度、最高溫度和中心點溫度也存在影響。

本研究根據(jù)各因素不同水平下的均值計算結(jié)果，分別利用SPSS軟件采用多種函數(shù)模型對成型塊整體密度以及成型塊截面平均溫度、最高溫度、中心點溫度進行曲線擬合，取最優(yōu)即R2最大的擬合結(jié)果。以下各式中：y1為成型塊整體密度(g·cm-3)，y2為成型塊截面平均溫度(℃)，y3為成型塊截面最高溫度(℃)，y4為成型塊截面中心點溫度(℃)，A為成型套筒加熱溫度(℃)，B為原料含水率(%)，C為電機頻率(Hz)，k0～k7、p0～p5、t0～t6、v0～v7、w0～w7為各項系數(shù)。

1)自變量與整體密度的關(guān)系 由圖4可知，因素A、B、C與整體密度均呈二次型關(guān)系，將其分別設(shè)為：

y1=k1A2+k2A+k3；

y1=k1B2+k2B+k3；

y1=k1C2+k2C+k3。

圖4 因素A、B、C與整體密度的關(guān)系

根據(jù)擬合結(jié)果設(shè)成型塊整體密度與各因素間的回歸模型為：

y1=k1A2+k2A+k3B2+k4B+k5C2+k6C+k7。

2)自變量與平均溫度的關(guān)系 由圖5可知，因素A與平均溫度均呈一次型關(guān)系，因素B、C與平均溫度均呈二次型關(guān)系，將其分別設(shè)為：

y2=t1A+t2；

y2=t1B2+t2B+t3；

y2=t1C2+t2C+t3。

圖5 因素A、B、C與平均溫度的關(guān)系

根據(jù)擬合結(jié)果設(shè)成型塊平均溫度與各因素間的回歸模型為：

y2=t1A+t2B2+t3B+t4C2+t5C+t6。

3)自變量與最高溫度的關(guān)系 由圖6可知，因素A、B、C與最高溫度均呈二次型關(guān)系，將其分別設(shè)為：

y3=v1A2+v2A+v3；

y3=v1B2+v2B+v3；

y3=v1C2+v2C+v3。

根據(jù)擬合結(jié)果設(shè)成型塊最高溫度與各因素間的回歸模型為：

y3=v1A2+v2A+v3B2+v4B+v5C2+v6C+v7。

4)自變量與中心點溫度的關(guān)系 由圖7可知，因素A、B、C與中心點溫度均呈二次型關(guān)系，將其分別設(shè)為：

y4=w1A2+w2A+w3；

y4=w1B2+w2B+w3；

y4=w1C2+w2C+w3。

根據(jù)擬合結(jié)果設(shè)成型塊中心點溫度與各因素間的回歸模型為：

y4=w1A2+w2A+w3B2+w4B+w5C2+w6C+w7。

2.2.2 多元回歸分析 利用SPSS軟件，分別以成型塊整體密度以及成型塊截面平均溫度、最高溫度、中心點溫度為因變量對自變量進行多元回歸分析，結(jié)果如表7所示。根據(jù)表7中的多元回歸擬合模型，可知各模型A2系數(shù)均過小，應(yīng)對多元回歸模型進行簡化，即刪去A2項，并重新計算多元回歸擬合模型。

圖6 因素A、B、C與最高溫度的關(guān)系

圖7 因素A、B、C與中心點溫度的關(guān)系

表7 成型塊整體密度以及成型塊截面平均溫度、最高溫度、中心點溫度的多元回歸擬合結(jié)果

(3)

顯然各項誤差均小于1.5%，因此，該簡化方式具有可行性和合理性，可對以后的計算進行指導(dǎo)。

表8 成型塊整體密度以及成型塊截面平均溫度、最高溫度、中心點溫度的簡化模型多元回歸擬合結(jié)果

2.3 整體密度與平均溫度、最高溫度、中心點溫度的關(guān)系

此項分析中，由于成型塊截面平均溫度、最高溫度、中心點溫度存在較大相互交叉，在無法確定其數(shù)學(xué)模型的前提下，建立其一次、二次、三次多元回歸模型如下：

Y1=k0+k1X1+k2X2+k3X3；

Y2=k0+k1X1X2+k2X1X3+k3X2X3+

式中：Y1、Y2、Y3為成型塊整體密度(g·cm-3)；X1為成型塊截面平均溫度(℃)；X2為成型塊截面最高溫度(℃)；X3為成型塊截面中心點溫度(℃)；k0～k16為各項系數(shù)。

利用Excel軟件對試驗數(shù)據(jù)分別進行一次、二次、三次模型的多元回歸分析，得到成型塊整體密度與各自變量之間的各多元回歸模型為：

Y1=0.021 7-0.002 9X1-0.000 9X2+0.018 4X3；

Y2=0.556 0-0.000 6X1X2-0.001 6X1X3+

Y3=-3.621 5-0.063 6X1X2+0.037 0X1X3-

3 討論

對于生物質(zhì)熱壓成型時成型塊截面溫度場分布的研究，目前多利用軟件仿真套筒內(nèi)的溫度變化情況(高名旺等，2004；侯官星，2016；李玉迪等，2018)，有關(guān)實際試驗中成型塊截面溫度場變化情況大多僅采用加熱線圈進行溫度控制，進而探究成型塊整體溫度對成型質(zhì)量的影響。本研究使用紅外熱像儀采集成型塊截面溫度場數(shù)據(jù)，并對溫度場數(shù)據(jù)進行數(shù)字化處理，有利于后續(xù)試驗的分析利用。

對于生物質(zhì)熱壓成型溫度的研究，目前多停留在最佳工藝參數(shù)分析(劉希鋒，2014；邢獻軍等，2016)以及溫度與成型密度的建模上(李大中等，2010；盧彪，2016)。本研究采用一元擬合和多元回歸分析手段，對各自變量與數(shù)字化處理后的成型塊截面各項溫度進行建模分析，并探究生物質(zhì)成型塊截面溫度場分布與成型塊整體密度的關(guān)系，可為今后生物質(zhì)熱壓成型工藝研究提供參考。

在后續(xù)研究中，可再進行多組試驗，亦可增加試驗因素和因素水平，豐富試驗數(shù)據(jù)，以使分析更加全面，并在此基礎(chǔ)上進行深入的機制探索。

4 結(jié)論

1)運用方差分析法分析各因變量受不同自變量的影響程度，成型塊整體密度和中心點溫度的主次影響因素依次為原料含水率、單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率和成型套筒加熱溫度；平均溫度的主要影響因素為成型套筒加熱溫度和原料含水率，次要影響因素為單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率；最高溫度的主次影響因素依次為成型套筒加熱溫度、單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率和原料含水率。

2)利用一元擬合建模，分析成型套筒加熱溫度、原料含水率、單柱塞式生物質(zhì)成型機電機頻率與成型塊整體密度以及成型塊截面平均溫度、最高溫度、中心點溫度的關(guān)系，建立多元回歸模型，得到對應(yīng)的一元擬合多元回歸模型，可對今后的成型工藝進行指導(dǎo)。

3)通過模型簡化，得到多元回歸模型，簡化后多元回歸模型與原多元回歸模型的誤差均小于1.5%，有利于后續(xù)成型工藝研究的數(shù)值計算。

4)建立多種多元回歸模型，對比分析得到成型塊整體密度以及成型塊截面平均溫度、最高溫度、中心點溫度的最佳多元回歸模型，可對今后成型塊整體密度和成型塊截面溫度場的研究提供參考。