響應(yīng)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(xué)，云南農(nóng)業(yè)大學(xué)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(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(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)生沼氣的過程。餐廚垃圾的厭氧消化是近年來比較熱門的研究領(lǐng)域[1, 2]。在厭氧消化過程中，改變發(fā)酵條件如溫度、有機(jī)負(fù)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(zhì)，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(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(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(shù)對餐廚單獨(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)系對厭氧消化的影響則少有報(bào)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(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，對影響餐廚垃圾厭氧消化過程穩(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(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(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)過程中，選取17個反應(yīng)器，每個反應(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℃。

通過單因素試驗(yàn)，采用中心復(fù)合設(shè)計(jì)法(Central Composite Design，CCD)，對其關(guān)鍵影響因子進(jìn)一步研究。每個因素選取3個水平，以(1, 0, -1)編碼，對試驗(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天開始，隨著有機(jī)負(fù)荷的增加，產(chǎn)氣量呈下降趨勢。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

對于響應(yīng)面試驗(yàn)過程中含油率和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，每個自變量的高、中、低試驗(yàn)水平按下式進(jìn)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(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，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)果見表4所示。表4中，17個試驗(yàn)點(diǎn)分為析因點(diǎn)和零點(diǎn)，其中析因點(diǎn)(14個)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

對實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)(見表4)進(jìn)行多元回歸擬合，回歸擬合方程見下式1，其方差分析結(jié)果見表5。

(1)

由表5知，因素X3(C/N)對結(jié)果影響極顯著(P<0.01)，因素X1(有機(jī)負(fù)荷率)對結(jié)果影響稍顯著，而因素X2(油脂含量)對結(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C/N對調(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(xiàn)不大，王暾[6]在實(shí)驗(yàn)過程中研究發(fā)現(xiàn)，試驗(yàn)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?？梢?，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對整個生境起著主導(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(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，說明油脂對產(chǎn)氣率的影響程度遠(yuǎn)小于負(fù)荷對產(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程中認(rèn)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(zhì);氮素是構(gòu)成細(xì)胞的主要物質(zhì)，所以 C/N 對厭氧消化過程影響較大。

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(dǎo)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(diào)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(jié)果都認(rèn)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(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(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。

[1] 徐 棟, 沈東升, 馮華軍.廚余垃圾的特性及處理技術(shù)研究進(jìn)展[J].科技通報(bào), 2011, 27(1):130-135.

[2] 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(xué)報(bào)，2013，29(2):232-238.

[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(xué)報(bào), 2013, 29(2):232-238.

[4] 李 禮.牛糞和鴨糞厭氧消化產(chǎn)氣的影響因素研究[D]．重慶:重慶大學(xué)，2008.

[5] 王曉嬌, 楊改河，馮永忠，等．牲畜糞便與秸稈混合的厭氧發(fā)酵效果及影響因素分析[J].農(nóng)業(yè)環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào), 2011(12):2594-2601.

[6] 王 暾.油脂和鹽分對餐廚垃圾單級厭氧消化影響的試驗(yàn)研究[D].重慶:重慶大學(xué), 2009.

[7] 夏元亮，劉 程，呂丹，鄧恩龍.有機(jī)負(fù)荷對餐廚單相厭氧消化產(chǎn)甲烷的影響[J].環(huán)境衛(wèi)生工程， 2014, 22 (6) 66-72.

[8] 高 靜, 鄧 利, 王 芳.響應(yīng)面法優(yōu)化脂肪酶催化廢油脂合成生物柴油工藝的研究[J].現(xiàn)代化工, 2005, 25(7):224-227.

[9] 王 星，劉惠萍，章立勇，彭小方.餐廚垃圾厭氧消化產(chǎn)甲烷的響應(yīng)面法優(yōu)化研究[J]. 中國沼氣, 2014, 32(5)22-27.

[10] 張慶芳，楊林海，陳吉祥，孔秀琴，賈小寧，趙 霞.餐廚垃圾厭氧發(fā)酵連續(xù)運(yùn)行中有機(jī)負(fù)荷對其他參數(shù)的影響研究[J].中國沼氣，2014, 32(3)27-33.

[11] 何麗紅．畜禽糞便高溫厭氧干發(fā)酵關(guān)鍵參數(shù)優(yōu)化[D].武漢:華中農(nóng)業(yè)大學(xué), 2004.

[12] 楚莉莉，李軼冰，馮永忠，等．豬糞麥稈不同比例混合厭氧發(fā)酵特性試驗(yàn)[J]．農(nóng)業(yè)機(jī)械學(xué)報(bào), 2011, (4):100-104.

[13] 劉 和, 劉曉玲, 邱 堅(jiān)，等. C/N對污泥厭氧發(fā)酵產(chǎn)酸類型及代謝途徑的影響[J]. 環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào), 2010, 30(2): 241-346.

[14] 王慶峰.厭氧發(fā)酵體系內(nèi)小分子底物調(diào)控的研究[D].北京:北京化工大學(xué).2013.

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)目來源： 云南農(nóng)業(yè)大學(xué)博士科研啟動基金； 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