郭兆峰 班婷 馬艷 沈衛(wèi)強

摘要：為提高11JF-1.2型棉花秸稈飼料化發(fā)酵機的工作性能，保證輸出物料的質量，對該機具工作參數(shù)進行優(yōu)化。通過開展單因素試驗和正交試驗，并運用 Design-Expert 10.0軟件對試驗所得數(shù)據(jù)進行響應面優(yōu)化分析。試驗結果表明：各因素對評價指標的貢獻率從大到小依次為主軸轉速、物料密度、加熱機溫度，通過軟件中的優(yōu)化求解功能得到最佳工作參數(shù)組合為主軸轉速5r/min、物料密度176.5kg/m3、加熱機溫度39.5℃。根據(jù)得到的最優(yōu)參數(shù)組合進行試驗驗證，含水率方差平均值為1.009，發(fā)酵溫度平均值為36.9℃，優(yōu)化后機具性能提升明顯且滿足設計要求。

關鍵詞：棉花秸稈；飼料化；發(fā)酵機；參數(shù)優(yōu)化；正交試驗

中圖分類號：S226.5

文獻標識碼：A

文章編號：20955553 （2023） 070111

07

Experiment and parameter optimization of 11JF-1.2 cotton straw

feeding-fermentation machine

Guo Zhaofeng1， 2， Ban Ting1， 2， Ma Yan1， 2， Shen Weiqiang1， 2

（1. Institute of Agricultural Machinery， Xinjiang Academy of Agricultural Science， Urumqi， 830091， China;

2. Key Laboratory of Intelligent Control Technology for Xinjiang Facility Agriculture， Urumqi， 830091， China）

Abstract： In order to improve the performance of 11JF-1.2 cotton straw feeding-fermentation machine and ensure the quality of output materials， the working parameters of the machine were optimized. By carrying out single-factor tests and orthogonal tests and using Design-Expert 10.0 software， response surface optimization analysis was carried out on the data obtained from the test. The test results show that the contribution rate of each factor to the evaluation index， from largest to smallest， was spindle speed， material density， and heater temperature. Through the optimization and solving function in the software， the optimal combination of working parameters was spindle speed at 5r/min， material density at 176.5kg/m3， and heater temperature at 39.5℃. According to the obtained optimal parameter combination， the average moisture content variance is 1.009， and the average fermentation temperature is 36.9℃. After optimization， the performance of the machine was significantly improved and met the design requirements.

Keywords： cotton straw； feeding； fermentation mechine； parameter optimization； orthogonal test

0 引言

農作物秸稈是指在農業(yè)生產過程中，稻谷、玉米、小麥等作物收獲后剩余的莖和少部分葉［1］。我國作為農業(yè)大國，農作物種植面積廣闊且豐富，因此收獲產生的農作物秸稈數(shù)量大，種類較多以及分布范圍較廣。農作物秸稈作為農業(yè)生產之余的副產品，含有豐富的有機質和微量元素，可以育肥土壤、增加土地生產力，也可作為畜牧、養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展的有機飼料［27］。

我國是世界上最大的棉花生產大國之一，棉花生產基地主要位于地處歐亞大陸腹地的新疆。新疆氣候干燥、干旱少雨，適合大面積種植商品棉，近年來，新疆棉花種植面積和產量以及質量都位于世界前列［8］。2021 年我國棉花種植總面積為3028.1khm2，新疆棉花種植面積達到2506.1khm2，產量約占全國產量的85％，約占全球棉花產量的20％。棉花摘除后，棉秸稈主要剩余莖、葉和棉桃殼，同一植株棉秸稈中棉莖占73%，棉桃殼占27%，有機物含量占比在91%以上，其中纖維素含量約40%左右［912］。棉秸稈作為一種豐富的可再生資源，應用潛力巨大，新疆棉秸稈目前主要的處理方式為粉碎還田肥土和作為燃料使用，科學合理利用棉秸稈可推動農業(yè)農村可持續(xù)發(fā)展。

為了實現(xiàn)農作物秸稈高效利用，秸稈的基質化、飼料化和能源化等得到了諸多學者的關注和研究。吳慧等［13］將腐熟的棉花秸稈按基質成分不同進行分類配比，然后用在番茄幼苗上觀察長勢，結果表明棉花秸稈基質對番茄幼苗的理化性質以及其他方面長勢指標優(yōu)于其他配比基質。張艷萍等［14］利用腐熟的玉米秸稈培養(yǎng)篩選土壤微生物，獲得可降解秸稈纖維的真菌，可解決秸稈還田后普遍存在降解所需時間長的問題。章智鈞等［15］利用棉花秸稈等為原材料，研究不同配比基質對草莓植株的影響，結果表明腐熟棉花秸稈可代替部分草炭作為草莓無土栽培基質使用。 楊雪海等［16］使用同一品種不同時期的油菜秸稈作為試驗原料，通過營養(yǎng)成分檢驗、檢測、分析等方法分析油菜秸稈的飼用價值。Djibrillou等［17］研究了奶牛對未處理棉秸稈（UNTS）、尿素處理棉秸稈（UTS）、未處理棉秸稈+400g棉籽（UNTS+CS）的消化情況，通過方差分析顯示，尿素處理的棉秸稈可能是哺乳期馬拉地犬適宜的飼料，并發(fā)現(xiàn)添加棉籽的未處理秸稈也比單獨未處理秸稈有優(yōu)勢。

本研究針對新疆棉花種植面積廣、產量大、飼料化利用率低的特點和問題，研發(fā)了一種棉秸稈飼料化發(fā)酵設備，并對該設備工作參數(shù)進行優(yōu)化，旨在充分利用新疆棉花秸稈資源，對深入研究棉花秸稈飼料化發(fā)酵技術有重要參考價值。

1 整機結構與工作過程

1.1 整機結構

11JF-1.2型棉花秸稈發(fā)酵設備配有上料系統(tǒng)、攪拌系統(tǒng)、加熱機送風系統(tǒng)、出料提升系統(tǒng)以及電控系統(tǒng)等裝置，為棉秸稈飼料化加工發(fā)酵、工況參數(shù)優(yōu)化提供試驗平臺，設備簡圖如圖1所示，整機主要技術參數(shù)和攪拌系統(tǒng)主要參數(shù)分別如表1、表2所示。

1.2 工作過程

棉花秸稈發(fā)酵設備工作時，首先打開電源，通過電控表開啟風機和加熱機，再啟動主軸攪拌系統(tǒng)，觀察設備正常運行1min后，通過上料箱向攪拌桶輸送粉碎后的棉花秸稈與配料混合物，此時風機產生的氣流經過加熱機形成熱風，通過攪拌桶底部由負壓風腔排出，攪拌桶內混合物料溫度逐漸上升，待攪拌桶飽和后停止送料并閉合上蓋板，調節(jié)風速和溫度并持續(xù)攪拌，當達到要求發(fā)酵時間后打開出料口，物料通過出料口堆集、打包、封存發(fā)酵。攪拌系統(tǒng)結構如圖2所示，主要由螺旋葉片、葉片支架、攪拌刀片、主軸以及圖中未表示出的攪拌桶組成。

2 試驗與分析

2.1 試驗方案

試驗地點位于新疆維吾爾自治區(qū)巴音郭楞蒙古自治州博湖縣進行，試驗品種選擇采摘棉花后的新疆1號棉花秸稈，試驗前需要對棉花秸稈進行前處理，即先將新疆1號棉花秸稈風干或烘干至含水率為15%左右，使用秸稈粉碎機將棉花秸稈揉切成3～5cm小段，再加水、菌劑和麩皮充分攪拌混合，制成試驗所需物料。參考標準GB/T 24675.6—2009《保護性耕作機械秸稈粉碎還田機》和NY/T 3020《農作物秸稈綜合利用技術通則》、NY/T 1701《農作物秸稈資源調查與評價技術規(guī)范》，設置主軸轉速、物料密度以及加熱機溫度為試驗因素，發(fā)酵均勻性Hf和發(fā)酵溫度Tf作為試驗指標。

為保證喂入量恒定并減少試驗誤差，設計上料箱滿載重量為50±1kg，并在喂料過程中充分攪拌料池物料混合物，使每次上料的密度差值在可接受的誤差范圍以內。單因素試驗中，每組試驗只調整單個試驗因素參數(shù)，主軸轉速通過變頻調速器控制，物料密度是前處理階段的重點，需通過調整棉花秸稈小段、水、麩皮和菌劑的配比制成三種不同密度的試驗物料以備使用。改變加熱機溫度可以使發(fā)酵設備內部溫度變化，物料攪拌過程中實時溫度可通過測溫槍測量。每組試驗結束后，必須嚴格清理發(fā)酵箱內部的物料殘渣，避免物料混合造成密度誤差。對于發(fā)酵溫度，需要在試驗開始1h、1.5h和2h三個時刻使用測溫槍隨機測試三個位置的溫度并取平均值，每組試驗剛結束，需在出料口隨機5個位置取樣（每個位置取樣0.5kg），使用具備稱重功能的水分測定儀器（YLS16A鹵素水分測定儀）進行含水率測定，由于試驗物料的復雜性，物料發(fā)酵均勻性無法實際測得，因此使用干基含水率方差來代替物料發(fā)酵的均勻性。含水率方差［18］計算公式如式（1）所示。

σ2=∑（X－μ）2N

（1）

式中：

X——每組樣本的含水率；

μ——樣本含水率的平均值；

N——樣本數(shù)量。

為了使試驗結果更加準確、科學，每組單因素試驗需要重復進行3次。

2.2 單因素試驗

圖3（a）為主軸轉速對發(fā)酵均勻性和發(fā)酵溫度的影響，設定加熱機溫度為39℃，物料密度為175kg/m3，主軸轉速3～7r/min范圍內取5個值對秸稈發(fā)酵機發(fā)酵性能進行評價。隨著主軸轉速逐漸升高，含水率方差呈下降趨勢，發(fā)酵溫度先上升后下降。含水率方差降低，說明棉秸稈物料發(fā)酵均勻性越好，發(fā)酵溫度隨主軸轉速增大呈二次曲線先上升后下降，歸因于主軸轉速越慢，物料混合均勻性差，測溫時局部出現(xiàn)極值溫度，隨著主軸轉速越快，物料混合均勻程度變高，發(fā)酵溫度更加趨于平穩(wěn)，不會出現(xiàn)極值溫度。圖3（b）為加熱機溫度對含水率方差和發(fā)酵溫度的影響，設定主軸轉速為5r/min，物料密度為175kg/m3，加熱機溫度在35℃～42℃之間取值。試驗結果表明，發(fā)酵溫度隨加熱機溫度增高呈正比例趨勢上升，當加熱機溫度達到38℃后含水率方差趨于平穩(wěn)，歸因于溫度越高，物料失水率上升，含水率測定誤差減小，更加準確。圖3（c）為物料密度對發(fā)酵性能的影響，當物料密度為176kg/m3時含水率方差最低，物料均勻性最佳，發(fā)酵溫度隨密度增大呈逐漸下降趨勢。

2.3 正交試驗

為了深入研究主軸轉速、 加熱機溫度和物料密度三個試驗因素與秸稈發(fā)酵機評價指標之間的交互作用，探究各因素影響規(guī)律并尋找較優(yōu)的工作參數(shù)組合，結合單因素試驗結果確定各因素水平和取值范圍，以含水率方差和發(fā)酵溫度為評價指標進行正交試驗。

依據(jù)單因素試驗結果，選取主軸轉速中間值為5r/min，物料密度中間值為175±0.5kg/m3， 加熱機溫度中間值為39℃，為提高試驗準確性和科學性，對試驗因素進行編碼如表3所示，試驗正交如表4所示。A、B、C為因素編碼值。

2.4 回歸模型建立與顯著性檢驗

運用Design-Expert 10軟件中Box-Behnken功能［19］設計試驗，并進行多元回歸擬合分析，建立主軸轉速、物料密度和加熱機溫度三個因素與含水率方差、發(fā)酵溫度兩個評價指標的響應面正交回歸模型，再進行方差分析，結果如表5所示。根據(jù)方差分析結果，含水率方差指標模型為P=0.0039（P＜0.01），說明回歸模型達到了極顯著水平，擬合精度高，含水率方差和發(fā)酵溫度兩評價指標失擬項P值分別為0.0648和0.0932（失擬項P＞0.05），表明失擬項不顯著。綜上，可以利用該響應面正交回歸模型進行參數(shù)優(yōu)化設計［20］。

在含水率方差指標模型中，因素A、A2的P值均小于0.01，對回歸模型影響極顯著；因素B、AB、AC、BC、B2、C2的P值均大于0.05，對回歸模型影響不顯著；發(fā)酵溫度指標模型中，因素A的P值小于0.01，對回歸模型影響極顯著；因素AB、AC、BC、B2、C2的P值均大于0.05，對回歸模型影響不顯著，由此可得模型回歸項優(yōu)化方程為

Y1=1.06－0.025A－0.016C+0.029A2

（2）

Y2=

36.68+0.34A+0.11B+0.15C－

0.27A2

（3）

貢獻率［21］Δj可以反映出單個參數(shù)對所建回歸模型的影響程度，Δj越大則影響程度就越大。貢獻率Δj可用式（4）、式（5）計算，即

δ=

0F≤1

1－1FF＞1

（4）

Δj=δj+12∑m

i=1

i≠jδij+δjj j=1，2，…，m

（5）

式中：

δ——考核值；

F——方差分析表中F值；

δj——一次項貢獻率，%；

δjj——二次項貢獻率，%；

δij——交互貢獻率，%。

根據(jù)上式計算得到各個因素貢獻率如表6所示，即回歸模型中每個因素對評價指標的貢獻率從大到小順序為主軸轉速、物料密度、加熱機溫度。

圖4為各因素組合對含水率方差響應曲面。

如圖4（a）所示，物料密度增高時，含水率方差呈先下降后上升趨勢，含水率方差與主軸轉速呈負相關關系。主軸轉速變化對響應曲面影響更加明顯，歸因于當主軸轉速增大時，單位時間內物料被攪拌頻率增加，受熱均勻、混合程度高；如圖4（b）所示，主軸轉速和加熱機溫度增高時，含水率方差呈上升趨勢。加熱機溫度變化對含水率方差影響較小，主軸轉速對響應曲面影響更加顯著；如圖4（c）所示，加熱機溫度與物料密度對含水率方差都呈現(xiàn)正相關關系，物料密度對含水率方差影響更明顯，歸因于當主軸轉速不變、物料密度逐漸增大時，攪拌裝置單位時間內需要處理的物料總量增加，會出現(xiàn)受熱不均勻、攪拌不到位的情況，影響發(fā)酵物料含水率變化。

以主軸轉速、物料密度以及加熱機溫度作為工作參數(shù)優(yōu)化對象，以物料含水率方差和發(fā)酵溫度作為優(yōu)化目標，利用分析軟件中的優(yōu)化求解功能進行較優(yōu)參數(shù)篩選，約束條件方程為

minY1（A，B，C）

Y2（37）

－1≤A≤1

－1≤B≤1

－1≤C≤1

（4）

得到棉花秸稈飼料化發(fā)酵設備最佳工作參數(shù)組合為：主軸轉速5.26r/min，物料密度176.54kg/m3，加熱機溫度為39.46℃，該參數(shù)組合下物料含水率方差和發(fā)酵溫度分別為1.005和37℃。

2.5 試驗驗證

為了方便操作控制并充分考慮各因素參數(shù)單位精度問題，對所得最佳參數(shù)進行圓整，調整后的參數(shù)分別為：主軸轉速5r/min，物料密度176.5kg/m3，加熱機溫度為39.5℃。根據(jù)最優(yōu)參數(shù)進行3次驗證試驗，試驗現(xiàn)場如圖5所示，統(tǒng)計計算含水率方差和發(fā)酵溫度并求平均值，如表7所示。

由表7可知，在最優(yōu)工作參數(shù)組合下含水率方差平均值為1.009，發(fā)酵溫度平均值為36.9℃，含水率方差接近1，說明該發(fā)酵設備輸出產物均勻性更加穩(wěn)定，優(yōu)化效果明顯，滿足機具設計要求［22］。

3 結論

1） 確定使用含水率方差代替物料均勻性作為試驗指標，通過單因素試驗與正交試驗，得到了相關工作參數(shù)取值范圍為主軸轉速4～6r/min、物料密度175～177kg/m3、 加熱機溫度38℃～40℃，確定正交試驗因素為主軸轉速、物料密度、加熱機溫度。

2） 利用Design Expert軟件對試驗中獲取的數(shù)據(jù)進行方差與響應面分析，結果表明主軸轉速對含水率方差影響極顯著，各因素貢獻率順序從大到小為主軸轉速、物料密度、加熱機溫度。使用軟件中優(yōu)化求解功能對工作參數(shù)進行優(yōu)化，得到較優(yōu)工作參數(shù)組合為主軸轉速5r/min，物料密度176.5kg/m3，加熱機溫度為39.5℃，該參數(shù)組合下平均含水率方差為1.009，平均發(fā)酵溫度為36.9℃。

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