響應面法優(yōu)化餐廚垃圾厭氧消化工藝條件

梅 冰, 彭緒亞， 賈傳興

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

響應面法優(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，云南農(nóng)業(yè)大學節(jié)能減排檢測工程中心， 昆明 650000； 2.云南省高校生物天然氣產(chǎn)業(yè)化技術工程研究中心， 昆明 650201； 3.重慶大學， 重慶 400045)

選取有機負荷，C/N和油脂含量3 個厭氧消化工藝參數(shù)，以沼氣容積產(chǎn)氣率作為厭氧消化過程的響應指標，運用響應面法(RSM)優(yōu)化餐廚垃圾厭氧消化工藝條件。實驗結果表明，根據(jù)實驗數(shù)據(jù)建立的 1個二次多項式數(shù)學模型都具有高度耦合性，根據(jù)二次多項式方程運用響應面法單獨優(yōu)化的最優(yōu)條件分別為有機負荷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7.096 m3·m-3d-1。通過響應面分析方法確定了影響餐廚垃圾厭氧消化系統(tǒng)工藝條件的關鍵因素序列為：C/N>有機負荷>油脂含量。

厭氧消化; 餐廚垃圾; 甲烷; 響應面法

厭氧消化是利用生物質在厭氧菌作用下分解產(chǎn)生沼氣的過程。餐廚垃圾的厭氧消化是近年來比較熱門的研究領域[1, 2]。在厭氧消化過程中，改變發(fā)酵條件如溫度、有機負荷和C/N等會影響厭氧消化性能。因此，根據(jù)不同原料的物理和生化性質，通過合適的配比以優(yōu)化發(fā)酵物料的流態(tài)化特性、營養(yǎng)結構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(用尿素調節(jié))對牛糞厭氧消化的影響，通過分別對不同 C/N 發(fā)酵的日產(chǎn)氣量與時間關系進行回歸分析優(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]在實驗過程中研究發(fā)現(xiàn)，過高的油脂含量會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)式厭氧消化技術對餐廚單獨厭氧消化進行研究，實驗結果表明：當有機負荷較低時，厭氧消化總體效果較好，在較高負荷中，容積產(chǎn)氣率及有機質降解率明顯下降，不利于厭氧消化的進行。有機負荷，C/N和油脂含量對厭氧消化的影響研究報道比較多，但關于這三者的交互關系對厭氧消化的影響則少有報道。為了研究這3個因素的交互作用對餐廚垃圾厭氧消化過程的影響，從而找到最優(yōu)組合方案。響應面分析法廣泛應用于化學、化工、農(nóng)業(yè)、機械工業(yè)等領域[8-9]，筆者以餐廚垃圾為研究對象先用有機負荷為單因素分析方法，確定單因素水平大致變化范圍, 再運用響應面法分析，對影響餐廚垃圾厭氧消化過程穩(wěn)定性能的關鍵因素進行優(yōu)化研究，建立相應的數(shù)學模型，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 實驗材料

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

表1 餐廚垃圾理化性質指標

表2 接種污泥性質

1.2 實驗裝置

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

1.恒溫水浴箱； 2.反應器； 3.集氣瓶； 4.量筒； 5.進料管； 6.進料漏斗； 7.截止閥； 8.活接頭； 9.導氣管； 10.排液管圖1 厭氧消化反應器

1.3 分析方法

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

1.4 實驗方法

1.4.1 單因素試驗

以有機負荷為單因素(3.0～11.0 kgVS·m-3d-1)，進行有機負荷對系統(tǒng)產(chǎn)氣量及穩(wěn)定性試驗研究，以確定響應面中有機負荷的水平。

1.4.2 響應面分析法試驗設計

試驗過程中，油脂含量和C/N通過添加純大米、餐廚垃圾中提取的浮油和尿素進行調節(jié)。試驗采用響應面法進行試驗設計和分析，以探析影響餐廚垃圾厭氧消化系統(tǒng)穩(wěn)定性的關鍵因素，以及各因素的最優(yōu)水平。實驗過程中，選取17個反應器，每個反應器有效容積為0.6 L，每天進出料，反應器溫度控制在37℃±1℃。

通過單因素試驗，采用中心復合設計法(Central Composite Design，CCD)，對其關鍵影響因子進一步研究。每個因素選取3個水平，以(1, 0, -1)編碼，對試驗進行二次回歸擬合，得到帶交互項和平方項的二次方程：

利用Design Expert Version 和JMP 8.0對試驗進行設計和回歸分析。

2 結果與分析

2.1 單因素試驗

在9個有效容積250 mL連續(xù)運行的反應器內進行了為期16天的單因素試驗。9個反應器有機負荷分別設定為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，有機負荷為8.0 kgVS·m-3d-1時，其產(chǎn)氣量最高。有機負荷小于8.0 kgVS·m-3d-1時，隨著有機負荷的增加產(chǎn)氣量增加； 而當有機負荷大于8.0 kgVS·m-3d-1時，在試驗運行前11 d，隨著有機負荷的增加產(chǎn)氣量逐漸增加； 而從第12天開始，隨著有機負荷的增加，產(chǎn)氣量呈下降趨勢。當容積負荷為9.0 kgVS·m-3d-1時產(chǎn)氣量最小。有機負荷為3.0～4.0 kgVS·m-3d-1時，其產(chǎn)氣量都明顯偏低。因此，選取的有機負荷范圍為5.0～9.0 kgVS·m-3d-1。

圖2 單因素負荷試驗累積產(chǎn)氣量

對于響應面試驗過程中含油率和C/N的確定，參考前人的研究結果[6, 9, 13]，試驗確定油脂百分含量范圍為8%～20%，選定C/N范圍為13～50。

2.2 響應面分析法確定關鍵影響因素

2.2.1 響應面分析影響因素水平的選取

依據(jù)單因素試驗結果，筆者試驗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，見表3。根據(jù)響應面法設計原理，采用統(tǒng)計學軟件Design Expert中心復合設計(CCD)對影響餐廚垃圾厭氧消化系統(tǒng)穩(wěn)定性的主要因素進行試驗探析設計。采用三因素三水平的響應面分析法，以有機負荷、油脂含量以及C/N為自變量，分別以X1，X2和X3代表，每個自變量的高、中、低試驗水平按下式進行(1, 0, -1)編碼(見表4):

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

試驗方案及結果見表4所示。表4中，17個試驗點分為析因點和零點，其中析因點(14個)為自變量取值在X1,X2和X3所構成的三維頂點； 零點為區(qū)域的中心點，零點試驗重復3次，用以估計試驗誤差。

表3 試驗因素水平及編碼

表4 試驗方案及結果

對實驗數(shù)據(jù)(見表4)進行多元回歸擬合，回歸擬合方程見下式1，其方差分析結果見表5。

(1)

由表5知，因素X3(C/N)對結果影響極顯著(P<0.01)，因素X1(有機負荷率)對結果影響稍顯著，而因素X2(油脂含量)對結果影響不顯著。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系顯著。二次項中只有X1X3，X3^2是顯著的。經(jīng)過JMP分析結果可知，模型的最大響應值為7.096 m3·m-3d-1，且得到各因素最佳值：容積負荷、油脂含量和C/N最佳編碼為(1, 1, 1)。有機負荷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7.096 m3·m-3d-1。

表5 響應曲面模型方差分析

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，當油脂含量為14%，C/N=31.5時，產(chǎn)氣率隨著容積負荷的增加先增加后降低，負荷在5.0～6.0 kgVS·m-3d-1時產(chǎn)氣率達最大，這說明隨著系統(tǒng)內有機負荷的增加，系統(tǒng)內微生物受到一定程度地抑制。張慶芳[10]發(fā)現(xiàn)厭氧消化裝置上進行了餐廚垃圾厭氧消化連續(xù)運行實驗，實驗歷時 45 d以后，系統(tǒng)有機負荷從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。

當負荷為7.0 kgVS·m-3d-1，油脂含量為14%時，容積產(chǎn)氣率隨著C/N的增加逐漸增加，在C/N為50時，容積產(chǎn)氣率最大，可見C/N對調節(jié)系統(tǒng)的生境具有重要的作用。當負荷為7.0 kgVS·m-3d-1，C/N設定為31.5時，隨著油脂含量的增加(由8%增加至20%)，產(chǎn)氣率幾乎沒有變化，這說明此工況下，餐廚垃圾中油脂含量的多少對產(chǎn)氣貢獻不大，王暾[6]在實驗過程中研究發(fā)現(xiàn)，試驗過程中 30%的油脂含量使得厭氧產(chǎn)甲烷過程受到明顯抑制，這個油脂含量明顯高于一般的餐廚垃圾。可見，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，此時的C/N對整個生境起著主導性作用。

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

由圖4～圖11知，當有機負荷設定為7.0 kgVS·m-3d-1時，容積產(chǎn)氣率僅隨著C/N的增加而增加，也就是說油脂含量相對于C/N來說對系統(tǒng)產(chǎn)氣的影響小很多。而當固定C/N為31.5不變時，隨著負荷增加、油脂含量的降低產(chǎn)氣率減少，說明此時的C/N可以承受一定程度地負荷沖擊； 而隨著負荷增加產(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，說明油脂對產(chǎn)氣率的影響程度遠小于負荷對產(chǎn)氣率的影響。當固定油脂含量不變，增加負荷和C/N可以使產(chǎn)氣率迅速增加，且C/N對產(chǎn)氣率增加貢獻率較大。何麗紅和楚莉莉在厭氧消化過程中認為，C/N比對厭氧消化過程影響較大，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;氮素是構成細胞的主要物質，所以 C/N 對厭氧消化過程影響較大。

圖3 容積負荷率與產(chǎn)氣速率的關系

圖4 油脂含量與產(chǎn)氣速率的關系

圖5 C/N與產(chǎn)氣速率的關系

圖6 油脂含量，C/N交互作用與產(chǎn)氣速率的關系

圖7 油脂含量，C/N交互作用的等高線圖

圖8 油脂含量，容積負荷率交互作用與產(chǎn)氣速率的關系

圖9 油脂含量，容積負荷率交互作用的等高線圖

圖10 C/N，容積負荷率交互作用與產(chǎn)氣速率的關系

劉和[13]等研究了污泥的初始C/N對污泥發(fā)酵產(chǎn)酸類型的影響及產(chǎn)酸代謝途徑。不同發(fā)酵產(chǎn)酸類型的形成是由優(yōu)勢產(chǎn)酸菌群的改變導致的，不同的C/N能夠形成不同的發(fā)酵類形。王慶峰發(fā)現(xiàn)了在半連續(xù)厭氧消化過程中，通過調節(jié)底物的C/N，可以有效降低底物給體系帶來的沖擊，使整個厭氧消化過程維持在最佳狀態(tài)[14]。這些研究結果都認為厭氧消化底物的C/N對厭氧消化系統(tǒng)的穩(wěn)定性能起重要作用與筆者實驗結論基本一致。

圖11 C/N與容積負荷率交互作用的等高線圖

3 結論

(1)通過響應面分析方法確定了影響餐廚垃圾厭氧消化系統(tǒng)工藝條件的關鍵因素序列：C/N>有機負荷>油脂含量。

(2)建立了餐廚垃圾厭氧消化容積產(chǎn)氣率二次多項式：

式中：X1為有機負荷，X2為油脂含量，X3為C/N。

通過這個公式，求得餐廚垃圾厭氧消化產(chǎn)生物氣體的理想反應條件：有機負荷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7.096 m3·m-3d-1。

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[3] 李 東，葉景清，甄 峰，等．稻草與雞糞配比對混合厭氧消化產(chǎn)氣率的影響[J].農(nóng)業(yè)工程學報, 2013, 29(2):232-238.

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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

項目來源： 云南農(nóng)業(yè)大學博士科研啟動基金； 云南農(nóng)業(yè)大學校企合作項目(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