有機(jī)生活垃圾多組分聯(lián)合厭氧降解產(chǎn)甲烷性能研究

焦秀瑤,黃康祎,王小銘,魏瀟瀟,谷 娟,李 蕾,彭緒亞

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有機(jī)生活垃圾多組分聯(lián)合厭氧降解產(chǎn)甲烷性能研究

焦秀瑤,黃康祎,王小銘*,魏瀟瀟,谷 娟,李 蕾,彭緒亞

(重慶大學(xué),三峽庫區(qū)生態(tài)環(huán)境教育部重點實驗室,重慶 400045)

為了闡明生活垃圾多組分的混合對其厭氧降解產(chǎn)氣性能的影響,通過在中溫(37±1)℃下對餐廚類、紙類和園林類垃圾組分進(jìn)行單獨和聯(lián)合厭氧降解產(chǎn)甲烷實驗,研究接種物來源對單組分和多組分物料厭氧降解產(chǎn)甲烷性能的影響,應(yīng)用修正的Gompertz模型擬合和分析物料產(chǎn)甲烷過程動力學(xué)特征,并借鑒和發(fā)展評價混合物料聯(lián)合厭氧降解性能的量化指標(biāo)方法.試驗與模型擬合結(jié)果均表明:接種物來源對各組分及其組合的厭氧生物可降解程度無顯著影響,但對其降解速率存在明顯影響.此外,盡管物料的混合對試驗初期物料降解產(chǎn)甲烷速率存在促進(jìn)作用,但僅有3組分混合試驗組在最終累計甲烷產(chǎn)率方面表現(xiàn)出顯著的協(xié)同促進(jìn),在2種接種物條件下,相比于3組分單獨降解的甲烷產(chǎn)率分別增長了16%和14%.

生活垃圾；填埋產(chǎn)氣模型；厭氧降解；生物化學(xué)甲烷潛力；厭氧生物可降解指數(shù)；聯(lián)合降解影響因子

填埋氣是生活垃圾中可降解有機(jī)組分在填埋場厭氧環(huán)境下,經(jīng)過一系列的物理、化學(xué)和生物過程,轉(zhuǎn)化的以二氧化碳(CO2)和甲烷(CH4)為主的生物氣.CH4是一種重要的溫室氣體,其100年內(nèi)全球增溫潛勢(global warming potential, GWP)是CO2的34倍[1].垃圾填埋場被公認(rèn)是人類活動造成的重要甲烷排放源[2-4].與此同時,如能有效地進(jìn)行填埋氣收集利用,可替代部分化石燃料作為一種重要的生物質(zhì)能源.因此,對生活垃圾填埋場甲烷產(chǎn)量的準(zhǔn)確掌握,無論對于溫室氣體排放清單編制,或資源化利用工程設(shè)施合理配置,均具有重要意義.

對數(shù)量眾多的填埋場逐一進(jìn)行甲烷產(chǎn)量實測,資源投入高、操作難度大,是不現(xiàn)實的低效工作方式.因此,在理論分析和經(jīng)驗觀測基礎(chǔ)上,以IPCC模型[4]和LandGEM模型[5]為代表的填埋產(chǎn)甲烷估算模型被廣泛應(yīng)用于填埋場溫室氣體排放研究和填埋氣資源化利用工程領(lǐng)域.這些模型的建立基于一個重要的物料降解產(chǎn)氣規(guī)律假設(shè):有機(jī)垃圾各組分在厭氧環(huán)境的降解行為(程度與速率)存在獨立性,組分的混合對于其產(chǎn)氣性能無顯著影響.然而,多組分有機(jī)垃圾厭氧轉(zhuǎn)化產(chǎn)甲烷過程,是一個由多種微生物相互配合、共同完成的多底物、多相態(tài)的復(fù)雜生化過程.各組分在降解過程中的產(chǎn)甲烷行為可能存在相互影響.這種物料真實降解轉(zhuǎn)化規(guī)律與模型建立理論假設(shè)的差異,必然是導(dǎo)致模型估算結(jié)果偏離實際結(jié)果的重要原因之一[6-10].

近年來國內(nèi)外開展了大量關(guān)于有機(jī)物料單獨和聯(lián)合厭氧降解產(chǎn)甲烷性能的研究.多數(shù)研究結(jié)果表明通過合理搭配物料以及調(diào)整混合比例,可實現(xiàn)營養(yǎng)元素互補(bǔ)、有毒物質(zhì)稀釋,或促進(jìn)微生物活動等作用,從而實現(xiàn)甲烷產(chǎn)量提升的協(xié)同作用[11-16].李金平等[17]研究了牛糞、蔬菜廢棄物和秸稈在不同混合比例條件下的厭氧產(chǎn)甲烷性能,結(jié)果表明3種物料混合發(fā)酵發(fā)生了明顯的協(xié)同促進(jìn)產(chǎn)甲烷作用,產(chǎn)氣促進(jìn)率為34.8%~70.4%.Li等[18]研究了廚余垃圾、玉米秸稈和雞糞的單組分、2組分和3組分聯(lián)合厭氧降解產(chǎn)甲烷性能,發(fā)現(xiàn)廚余垃圾與玉米秸稈或雞糞聯(lián)合降解有利于提高甲烷產(chǎn)率和縮短滯后時間.然而,Labatut等[19]研究發(fā)現(xiàn)特定的物料組合(牛糞與土豆)進(jìn)行聯(lián)合厭氧降解未必產(chǎn)生顯著協(xié)同作用.Ebner等[20]對13種食品廢物和牛糞聯(lián)合降解產(chǎn)甲烷性能進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)有9種物料組合表現(xiàn)出協(xié)同促進(jìn)效應(yīng),而其他4種則表現(xiàn)出拮抗作用.因此,2種或多種有機(jī)物料的混合對于其厭氧降解產(chǎn)甲烷性能的影響尚存在爭議.此外,目前關(guān)于評價生活垃圾各類有機(jī)組分的聯(lián)合厭氧降解對其產(chǎn)甲烷性能的影響及其程度的研究還尚顯不足.

本研究采用序批式試驗研究了2種接種物條件下, 3類生活垃圾主要可降解組分(餐廚類、紙類和園林類)單獨和混合厭氧降解產(chǎn)甲烷性能,應(yīng)用修正的Gompertz模型分析了物料產(chǎn)甲烷過程動力學(xué)特征.此外,借鑒、發(fā)展和采用評價物料混合對厭氧降解性能影響的定量指標(biāo)方法,對3類生活垃圾組分聯(lián)合厭氧降解性能影響及其程度進(jìn)行了分析,旨在為闡明多組分有機(jī)生活垃圾聯(lián)合厭氧產(chǎn)甲烷規(guī)律提供理論依據(jù).

1 材料與方法

1.1 試驗材料

基于垃圾各類組分在模擬填埋過程降解程度和速率差異特征[4,21-22],選擇3類城市生活垃圾主要可降解組分進(jìn)行研究:餐廚類、紙類(報紙)和園林類(樹枝).餐廚垃圾(FW)是根據(jù)實際調(diào)研結(jié)果[23],按照米飯、青菜、瘦肉和油脂質(zhì)量分?jǐn)?shù)(濕重)為60%、25%、10%和5%的比例進(jìn)行人工配制,并制備成粒徑<2mm的漿狀保存于4℃冰箱冷藏備用.報紙(NP)購買于重慶大學(xué)周邊報亭,選擇市面流通量較大的報種,用碎紙機(jī)破碎至尺寸為2mm′8mm后常溫保存?zhèn)溆?樹枝(BR)取自于重慶某園林公司收集的典型樹種枝干,經(jīng)破碎、干燥、研磨、過篩獲得粒徑<1mm的粉末狀樣品,常溫保存?zhèn)溆?

本研究先后采用2種接種物進(jìn)行試驗.為提供接近實際垃圾填埋過程的微生物種群,選取重慶市某生活垃圾衛(wèi)生填埋場的垃圾滲濾液為接種物;此外,為進(jìn)一步研究接種物來源是否對物料厭氧降解規(guī)律造成影響,選取重慶市某公司長期運(yùn)行的中溫發(fā)酵罐厭氧污泥作為接種物.在正式試驗前,2種接種物在中溫(37±1)℃厭氧條件下培養(yǎng)約30d以減少背景產(chǎn)甲烷量.

1.2 試驗材料理化性質(zhì)

試驗選擇的3種生活垃圾組分含水率存在顯著差異(表1).FW含水率接近80%,遠(yuǎn)高于NP和BR的7%和6%的含水率水平.FW的含水率水平與楊娜等[24]調(diào)查的我國城市生活垃圾中食品廢物的初始棄置狀態(tài)含水率水平接近;而NP和BR的含水率水平顯著低于楊娜等的調(diào)查結(jié)果.造成這種現(xiàn)象的原因可能在于已有研究通常從混合垃圾中分揀獲得各類組分并測定其含水率;由于各類組分混合后經(jīng)歷了水分從高含水率組分(例如FW)向易吸水組分(例如NP)遷移的過程,因此測得的含水率并非該類組分初始棄置狀態(tài)的含水率.本研究測得的3種生活垃圾組分含水率為其初始棄置狀態(tài)的含水率,與國內(nèi)外同類組分相似狀態(tài)下含水率水平接近[25-26].

3種生活垃圾組分干物質(zhì)中有機(jī)物含量較高,接近或高于90%.對FW的進(jìn)一步化學(xué)成分分析表明其組成主要包括碳水化合物、脂質(zhì)和蛋白質(zhì),與采用相同配方制得的FW測定結(jié)果接近[25].國內(nèi)外研究均表明NP和BR主要含有纖維素、半纖維素和木質(zhì)素等生物高聚體成分[21,29-31].

盡管元素分析結(jié)果表明3種生活垃圾組分的碳氮比(C/N)均高于厭氧生物降解的最適范圍(25~30)[32],后文中將詳細(xì)討論的甲烷產(chǎn)率和厭氧生物可降解指數(shù)結(jié)果均表明C/N的偏離最適范圍,并未對組分的厭氧降解轉(zhuǎn)化產(chǎn)甲烷性能產(chǎn)生明顯影響.

表1 底物和接種物理化性質(zhì)
Table 1 Characteristics of substrates and inoculaa

注:a.表中結(jié)果為3個平行測試結(jié)果的平均值,平行測試結(jié)果相對標(biāo)準(zhǔn)偏差<10%; b.O(%TS)=100% –( C + H + N + S)%TS[27]; c.碳水化合物=VS/TS%-脂肪%-蛋白質(zhì)%[28];“-”為未測定.

1.3 試驗設(shè)計與運(yùn)行

借鑒Owen等[33]和Valero等[34]采用的方法進(jìn)行序批式生物化學(xué)甲烷潛力(BMP)試驗,將FW, NP和BR按照揮發(fā)性固體(VS)不同質(zhì)量比例混合(表2).與Owen和Valero等采用的方法略有不同,為接近真實的填埋運(yùn)行條件,本試驗未額外添加營養(yǎng)物質(zhì).

為避免出現(xiàn)有機(jī)負(fù)荷過高造成甲烷化過程抑制,采用Raposo等[35]建議的VS質(zhì)量比=2的接種比(接種物與底物之比),接種物和底物有機(jī)負(fù)荷分別為10gVS/L和5gVS/L.為確定接種物活性和證實試驗系統(tǒng)可靠性,設(shè)置纖維素(纖維素粉:粒徑25μm,阿拉丁試劑)試驗組作為對照;為扣除接種物產(chǎn)生的背景甲烷量,設(shè)置僅含接種物的試驗組作為空白.每個試驗組設(shè)置3個平行反應(yīng)器.

BMP試驗反應(yīng)器為名義容積1L的帶密封橡膠塞血清瓶,有效工作容積為400mL.每個試驗組根據(jù)試驗設(shè)計方案(表2),依次加入底物和接種物相應(yīng)質(zhì)量或體積,用去離子水補(bǔ)齊至400mL.將反應(yīng)體系混合均勻后,氮吹2min,排除反應(yīng)器頂空殘余空氣,迅速蓋上丁基橡膠塞和鋁蓋,用壓蓋鉗壓實扣緊以保證試驗過程厭氧環(huán)境.隨后將反應(yīng)器置于(37±1)℃的恒溫水浴環(huán)境,試驗期間每天手搖振蕩1~2次,每次振蕩約30s.甲烷氣體產(chǎn)量通過測量反應(yīng)器內(nèi)氣體壓力和甲烷含量計算獲得.為避免反應(yīng)器內(nèi)氣壓超過1.5×105Pa,在試驗初期間隔1~3d進(jìn)行氣體壓力測定和甲烷含量分析,在試驗中后期隨著產(chǎn)氣量和速率減少,間隔6~10d進(jìn)行測定和分析.反應(yīng)器在日均產(chǎn)氣量低于累計產(chǎn)氣量1%時結(jié)束試驗[36-37].

表2 試驗設(shè)計方案
Table 2 Experimental design

注: a 混合比例是指FW、NP和BR在混合底物中以VS計質(zhì)量比.

1.4 測定與分析方法

1.4.1 測定方法 采用壓差法確定反應(yīng)器內(nèi)氣體產(chǎn)量[34],定期采用精密型差壓儀(TESTO 512型,德國德圖公司)測量反應(yīng)器頂空氣體相對壓強(qiáng);采用數(shù)字溫度和大氣壓力計(TESTO 622型,德國德圖公司)測量環(huán)境溫度和大氣絕對壓強(qiáng);根據(jù)理想氣體狀態(tài)方程計算標(biāo)準(zhǔn)狀態(tài)下反應(yīng)器內(nèi)部氣體產(chǎn)量.

在確定反應(yīng)器內(nèi)氣體產(chǎn)量的同時,使用100mL注射器采集氣體樣品,采用氣相色譜(GC-9720,浙江福立分析儀器股份有限公司)用于甲烷含量分析,分析結(jié)束后釋放反應(yīng)器內(nèi)氣體壓力直至反應(yīng)器內(nèi)、外壓差為零.

試驗材料的總固體(TS)、揮發(fā)性固體(VS)和粗脂肪含量按標(biāo)準(zhǔn)方法測定[38];蛋白質(zhì)含量利用6.25倍總凱式氮含量計算[39];pH值采用pH計(pHS-3C型,上海大普儀器有限公司)測定;元素分析采用元素分析儀(vario ELⅢ型,德國元素分析系統(tǒng)公司)在CHNS模式下進(jìn)行測定.

1.4.2 產(chǎn)氣結(jié)果分析方法 (1)理論甲烷產(chǎn)率(TMY)原料的理論甲烷產(chǎn)率是指單位VS質(zhì)量的原料完全降解轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)狀態(tài)下的甲烷體積,單位為mLCH4/gVS.本研究通過對單組分物料進(jìn)行元素分析計算求得其分子式CHON,然后根據(jù)Buswell[40]公式(式1)以及理想氣體方程原理(式2)計算獲得該組分原料的TMY.多組分混合物料的理論甲烷產(chǎn)率則根據(jù)公式(3)所示的方法,對各組分物料的TMY進(jìn)行VS質(zhì)量加權(quán)獲得.

式中:,,,分別為物料分子式中碳、氫、氧、氮的原子數(shù),由元素分析中各元素質(zhì)量百分比除以各元素原子量獲得.

(2)累計甲烷產(chǎn)率(CMY()) 原料的累計甲烷產(chǎn)率是指試驗進(jìn)行到時刻實測獲得的甲烷產(chǎn)率,單位為mLCH4/gVS.當(dāng)試驗終止,其累計甲烷產(chǎn)率稱為最終甲烷產(chǎn)率CMYu,單位為mLCH4/gVS.

(3)加權(quán)甲烷產(chǎn)率(WMY()) 本研究采用Adelard等[16]的計算方法,假設(shè)FW、NP和BR 3種物料在聯(lián)合厭氧降解產(chǎn)氣過程中互不干擾,則混合物料在時刻的加權(quán)甲烷產(chǎn)率為單組分物料單獨降解累計甲烷產(chǎn)率的VS質(zhì)量加權(quán)求和,計算式如下.

式中:x表示餐廚垃圾(=1)、報紙(=2)和樹枝(=3)在混合物料試驗組中以VS計的相對質(zhì)量分?jǐn)?shù); CMY()表示組分物料在時刻的累計甲烷產(chǎn)率, mLCH4/gVS.

(4)厭氧生物可降解指數(shù)(ABI) 物料的厭氧生物可降解指數(shù)為其最終甲烷產(chǎn)率占理論甲烷產(chǎn)率的百分比[41],計算公式如下.

(5)動力學(xué)特征 已有研究表明有機(jī)固體物料厭氧降解產(chǎn)甲烷過程可通過修正的Gompertz方程進(jìn)行模擬(式5)[17,36].因此,本研究采用修正的Gompertz方程對各試驗組原料降解產(chǎn)甲烷過程進(jìn)行非線性擬合以獲得模型動力學(xué)參數(shù):max、max和,此外,通過計算求解獲得達(dá)到最大產(chǎn)甲烷速率(max)時的對應(yīng)時間max(式6).

式中:()為反應(yīng)至?xí)r刻模型擬合累計甲烷產(chǎn)率, mL/gVS;max為模型擬合最終甲烷產(chǎn)率,mL/gVS;為反應(yīng)時間,d;max為模型擬合最大產(chǎn)甲烷速率, mL/(gVS·d);為反應(yīng)延滯期,d; e為自然對數(shù),即2.71828;max為達(dá)到max的反應(yīng)時間,d.

1.4.3 聯(lián)合降解性能影響分析方法 已有研究發(fā)現(xiàn)混合有機(jī)物降解產(chǎn)甲烷過程,物料的混合對于降解產(chǎn)氣行為的影響可能存在獨立[42]、協(xié)同[16-18]和拮抗[43]3種類型,分別表現(xiàn)為降解程度和速率之間無影響、存在促進(jìn)和抑制影響.本研究根據(jù)文獻(xiàn)[19-20]建議,采用混合物料的CMY與單組分物料CMY的VS質(zhì)量加權(quán)求和值(WMY)的比值,作為評估物料聯(lián)合降解性能影響的量化指標(biāo)聯(lián)合降解影響因子(CIF)(式7).

式中:CIF無量綱; CMYmix實測獲得混合物料累計甲烷產(chǎn)率,mLCH4/gVS; WMYmix單組分物料CMY按式(3)通過VS質(zhì)量加權(quán)求和計算獲得, mLCH4/gVS.

盡管本研究中各試驗組內(nèi)累計甲烷產(chǎn)率數(shù)據(jù)平行性良好(相對標(biāo)準(zhǔn)偏差<10%),但鑒于以BMP試驗為代表的微生物起主導(dǎo)作用的生化實驗結(jié)果存在一定的隨機(jī)性,因此本研究在借鑒上述文獻(xiàn)指標(biāo)方法基礎(chǔ)上,提出采用以下閾值作為評估混合物料聯(lián)合降解性能影響及其程度的標(biāo)準(zhǔn):CIF>1.1,表示存在協(xié)同影響,CIF<0.9,表示存在拮抗影響,0.9￡CIF￡1.1,表示無明顯影響.

1.4.4 數(shù)據(jù)處理方法 試驗原始數(shù)據(jù)采用Excel 2013軟件進(jìn)行計算處理和試驗結(jié)果組間異方差雙樣本顯著性檢驗,顯著性水平設(shè)為<0.05.采用Origin 9.0軟件進(jìn)行修正的Gompertz方程對各試驗組厭氧降解產(chǎn)甲烷過程的非線性擬合,并獲得相應(yīng)動力學(xué)參數(shù).

2 結(jié)果與討論

2.1 接種物來源對厭氧降解產(chǎn)甲烷性能影響

2.1.1 累計甲烷產(chǎn)率(CMY) 如圖1所示,在2種接種物試驗條件下,根據(jù)試驗設(shè)計中設(shè)置的產(chǎn)甲烷試驗停止標(biāo)準(zhǔn), 2批試驗分別進(jìn)行了60d(滲濾液接種組)和28d(污泥接種組).

在2種接種物試驗條件下,作為對照的纖維素試驗組CMYu的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為339.69(6.96)和364.97(18.09)mLCH4/gVS,達(dá)到纖維素TMY (415mLCH4/gVS)的82%和88%的回收率,接近和滿足Holliger等[44]推薦的BMP測試數(shù)據(jù)有效標(biāo)準(zhǔn).此外,產(chǎn)氣結(jié)束后滲濾液接種組和污泥接種組各反應(yīng)器的最終pH值分別為7.21~8.67和7.38~8.44,與各自接種物初始pH值水平接近(表1).這些結(jié)果表明2種接種物活性良好、試驗過程未出現(xiàn)厭氧降解酸化抑制,以及試驗操作和產(chǎn)甲烷測定精確度良好.

通過對比同一試驗組在不同接種物條件下的CMYu可以看出,當(dāng)接種物為滲濾液時,無論是3種物料單獨進(jìn)行降解,還是按設(shè)定混合比例進(jìn)行聯(lián)合降解,其CMYu均在一定程度上低于相同底物以污泥為接種物試驗組的CMYu(偏離度為4.73%~ 10.58%).然而,通過對同一試驗組在不同接種物條件下的CMYu進(jìn)行顯著性方差分析,發(fā)現(xiàn)因接種物不同而導(dǎo)致試驗組CMYu出現(xiàn)的差異并不顯著(> 0.05).因此,本試驗中選用的2種不同來源的接種物,對底物厭氧降解程度(以CMYu表征)無明顯影響,其原因可能在于2種接種物來源于城鎮(zhèn)地區(qū)常見厭氧工程環(huán)境,均含有豐富的微生物種群,對不同類型的底物均具有良好的降解活性.

在2種接種物試驗條件下,各組分及其組合的CMY變化趨勢總體一致,均表現(xiàn)為隨著反應(yīng)時間的增加, CMY先迅速增長后逐漸趨于平緩.試驗結(jié)束時,各試驗組CMY的關(guān)系為:FW>FW+NP> FW+ NP+BR>FW+BR>NP>BR.對單一物料而言,FW降解轉(zhuǎn)化產(chǎn)甲烷的程度最高,NP次之,而BR最低.這與鄭葦?shù)萚21]對食品類廢物、報紙和庭院類廢物研究獲得的BMP結(jié)果趨勢相近.國外學(xué)者也觀測到類似的規(guī)律,即富含易降解碳水化合物、蛋白質(zhì)和脂類的物料(FW),相比于以木質(zhì)纖維素為主要成分的物料(NP和BR),厭氧降解時表現(xiàn)出較高的產(chǎn)甲烷潛力[16-20].這是由于在厭氧環(huán)境下,木質(zhì)素難以降解并且會降低結(jié)構(gòu)上與其緊密纏繞的纖維素和半纖維素的生物可利用性[21-22,30],從而最終限制物料的生物可降解性.因此,對混合物料而言,隨著降解程度較低的BR成分的增加,混合物料的CMY逐漸下降.

2.1.2 厭氧生物可降解性 ABI反映物料在厭氧降解過程中被轉(zhuǎn)化為甲烷的程度.單一物料及其組合分別以滲濾液和污泥為接種物進(jìn)行BMP試驗,獲得的ABI結(jié)果如圖2.當(dāng)接種物為滲濾液時,單一物料及其組合的ABI值均低于污泥接種對應(yīng)試驗組的ABI值,但經(jīng)過顯著性方差分析發(fā)現(xiàn)這種差異并不顯著(>0.05).因此,本試驗使用的不同來源的接種物,對測試物料的生物可降解性無顯著影響,這與前文通過CMYu觀測獲得的結(jié)論一致.

圖2表明3種物料的生物可降解性存在顯著差異,其中FW幾乎完全被生物降解轉(zhuǎn)化產(chǎn)生甲烷,其最終甲烷產(chǎn)率達(dá)到其理論甲烷產(chǎn)率(533mLCH4/ gVS)的92%以上;而NP和BR的降解程度依次遞減,其趨勢和造成原因已在2.1.1節(jié)進(jìn)行討論.

此外,當(dāng)污泥為接種物時,FW和FW+NP試驗組3個平行反應(yīng)器獲得的ABI值分別介于92%~106%和99%~108%之間.這一方面是由于FW的高度生物可降解屬性致使其ABI值接近100%,另一方面表明BMP試驗存在一定隨機(jī)誤差.

圖2 各試驗組厭氧生物可降解指數(shù)結(jié)果Fig.2 Anaerobic biodegradability index of the substrates

2.1.3 產(chǎn)甲烷速率 盡管前文的分析表明接種物來源對測試物料的厭氧降解產(chǎn)甲烷程度無顯著影響,但由2個接種試驗組不同的產(chǎn)甲烷周期可看出,采用污泥進(jìn)行接種的試驗組(28d結(jié)束產(chǎn)氣)產(chǎn)氣速率明顯高于滲濾液接種試驗組(60d結(jié)束產(chǎn)氣).鑒于滲濾液接種試驗組在其試驗前30d累計甲烷產(chǎn)率已達(dá)到其最終甲烷產(chǎn)率的94%~98%,因此圖3(a)僅顯示其前30d產(chǎn)甲烷速率結(jié)果,便于與28d結(jié)束的污泥接種試驗組結(jié)果(圖3b)進(jìn)行同一時段的直觀對比分析.

圖3表明物料降解產(chǎn)甲烷速率明顯受接種物來源的影響,其主要表現(xiàn)為:當(dāng)接種物不同時,相同測試物料試驗組最大產(chǎn)甲烷速率峰值出現(xiàn)的時間和強(qiáng)度明顯不同.如圖3(a)所示,各試驗組用滲濾液接種時,除FW試驗組在第2d出現(xiàn)最大峰值外,其他底物試驗組產(chǎn)甲烷速率最大峰值先后出現(xiàn)在試驗的第4~7d,峰值強(qiáng)度范圍介于9.80~50.40mLCH4/(gVS×d)之間.與之相比,各試驗組以污泥為接種物時,其產(chǎn)甲烷速率最大峰值出現(xiàn)時間較早(先后出現(xiàn)在第2~5d),且最大峰值強(qiáng)度明顯高于滲濾液接種對應(yīng)底物試驗組,強(qiáng)度范圍為29.85~71.79mLCH4/(gVS·d).

此外還可以發(fā)現(xiàn),滲濾液接種的木質(zhì)纖維素類物料(對照、NP和BR)在試驗初期存在2~6d的產(chǎn)甲烷低速期,即產(chǎn)甲烷速率較小,隨后逐漸增大.與之相比,對應(yīng)的污泥接種試驗組未見明顯的產(chǎn)甲烷低速期.這一現(xiàn)象也表明接種物來源對于特定物料降解產(chǎn)甲烷過程快速啟動存在明顯影響,該影響可能與接種物含有的微生物群落結(jié)構(gòu)有關(guān).Pellera等[45]在研究接種物類型對4種農(nóng)業(yè)廢物產(chǎn)甲烷潛力影響過程中發(fā)現(xiàn)類似規(guī)律:厭氧污泥接種組物料產(chǎn)甲烷速率較大,而滲濾液接種組物料需要的降解時間較長.據(jù)其推測原因可能在于填埋降解過程中大部分微生物和營養(yǎng)物質(zhì)被截留在固態(tài)物料中,導(dǎo)致滲濾液中微生物和營養(yǎng)物質(zhì)不如厭氧污泥豐富.

2.1.4 動力學(xué)特征 降解動力學(xué)參數(shù)對于預(yù)測和評估物料厭氧降解特性具指導(dǎo)意義.運(yùn)用修正的Gompertz模型對滲濾液和污泥接種試驗組厭氧降解產(chǎn)甲烷過程進(jìn)行模擬,擬合和計算結(jié)果見表3.

總體來看,修正的Gompertz模型適用于模擬本研究中各組分及其組合的產(chǎn)甲烷行為.一方面模型對2種接種物條件下單一或混合底物的厭氧降解產(chǎn)甲烷過程擬合的精確度較高(2>0.98), 另一方面模型擬合的最終甲烷產(chǎn)率(max)接近實測CMYu.此外,模型擬合的max與試驗測得產(chǎn)甲烷速率最大峰值(圖3)進(jìn)行比較,發(fā)現(xiàn)接種物分別為滲濾液和污泥時,僅有BR試驗組二者之間存在明顯差異,分別為30.92%和20.17%,其余各試驗組二者之間的偏離度介于0.02%~6.36%之間.

表3 修正Gompertz方程擬合與計算結(jié)果
Table 3 Kinetics parameters and calculation results of methane production fitted by modified Gompertz equation

注: a.max為擬合的最終甲烷產(chǎn)率,max為擬合的最大產(chǎn)甲烷速率; b.偏離度(%)= [ (實測值-預(yù)測值)/實測值]×100%; c.為反應(yīng)延滯期,max為達(dá)到max的時間,2為可決系數(shù).

通過對比2種接種物條件下模型擬合的動力學(xué)參數(shù)可發(fā)現(xiàn),盡管各試驗組在2種接種物試驗下的最終甲烷產(chǎn)率(max)差異不明顯,但反映產(chǎn)甲烷速率的模型參數(shù)max和max存在明顯差異,再次表明物料降解產(chǎn)甲烷速率明顯受接種物來源的影響.

2.2 物料聯(lián)合降解對厭氧產(chǎn)甲烷性能影響

2.2.1 降解程度影響 對于混合物料聯(lián)合降解性能的影響,采用混合物料實測的CMY與單一物料實測CMY的VS質(zhì)量加權(quán)求和值(WMY)的比值——聯(lián)合降解影響因子(CIF)進(jìn)行量化評估,結(jié)果見表4.

在2種接種物條件下,混合物料試驗組的CMY均在一定程度上高于其由公式(3)計算獲得的WMY,但僅有3組分混合物料試驗組結(jié)果表現(xiàn)出顯著的協(xié)同促進(jìn)甲烷產(chǎn)率增長的作用(CIF>1.1).這與Korai等[46]的研究結(jié)果相似,其研究發(fā)現(xiàn)水果、蔬菜和庭院廢物3種原料按同等比例混合聯(lián)合降解產(chǎn)甲烷潛力,明顯高于1種或2種原料厭氧降解產(chǎn)甲烷潛力.王曉嬌等[15]通過對牛糞、雞糞和麥稈的單一及聯(lián)合厭氧發(fā)酵分析也發(fā)現(xiàn)了相似現(xiàn)象,即3組分混合物料的發(fā)酵效果顯著優(yōu)于1種或2種原料發(fā)酵的效果.

與上述這些結(jié)果相反的是,Li等[18]通過對廚余垃圾、玉米秸稈和雞糞3種原料的單一及聯(lián)合厭氧降解累計甲烷產(chǎn)率進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn),2種原料聯(lián)合降解甲烷產(chǎn)率高于1種或3種原料聯(lián)合降解的累計甲烷產(chǎn)率.造成這些研究結(jié)果之間存在差異的原因包括:各研究中選用的底物理化性質(zhì)和混合配比差異,使用接種物的微生物群落結(jié)構(gòu)差異,以及試驗操作條件差異(例如接種比和有機(jī)負(fù)荷)等.

2.2.2 降解過程影響 動力學(xué)分析表明,在同一接種物條件下,多數(shù)混合物料試驗組比單一物料試驗組厭氧降解擁有較短的降解特征時間max.這表明物料的混合有利于更快達(dá)到最大產(chǎn)甲烷速率高峰,即物料的混合對于其產(chǎn)甲烷速率存在協(xié)同促進(jìn)影響.為進(jìn)一步研究混合物料聯(lián)合降解性能影響與試驗時間的關(guān)系,本研究計算了試驗不同時間點物料聯(lián)合降解的CIF值,如圖4所示.

表4 混合物料聯(lián)合降解性能影響分析結(jié)果
Table 4 Results of co-decomposition performance evaluation

注: a.偏離度(%)= [(CMY-WMY)/CMY]*100%.

總體來看,除了污泥接種的FW+BR試驗組,其余試驗組的CIF值隨時間的推移具有相似的變化趨勢,均表現(xiàn)為CIF值在試驗初期迅速升高至最大值.這可能是由于纖維素類廢物(NP和BR)的甲烷化過程受限于初始的水解過程,將其與易水解的食品類廢物(FW)混合,可以加速纖維素類廢物的水解過程,從而促進(jìn)其甲烷轉(zhuǎn)化[47].隨后,隨著可降解物質(zhì)的減少,CIF值逐步下降,約15d后逐漸趨于穩(wěn)定.值得注意的是,盡管圖4表明混合物料試驗組在試驗初期,其特定時間點實測累計甲烷產(chǎn)率CMY明顯高于由單組分CMY計算獲得的VS質(zhì)量加權(quán)甲烷產(chǎn)率WMF,物料降解產(chǎn)甲烷性能存在協(xié)同促進(jìn)影響(瞬時CIF值高于1.1);試驗組在產(chǎn)氣結(jié)束或接近結(jié)束的30d末期,其CIF值為接近或略高于1.1(表4結(jié)果).這表明本研究中選擇的物料組合,對于其最終甲烷產(chǎn)率的協(xié)同促進(jìn)影響即使存在,也較為有限.

3 結(jié)論

3.1 接種物來源對FW、NP和BR的單獨或聯(lián)合厭氧降解程度(CMY和ABI)無顯著影響(>0.05),但對其降解速率具有明顯影響,其表現(xiàn)為各組分及其組合以污泥為接種物時,產(chǎn)甲烷速率最大峰值出現(xiàn)時間較早(先后出現(xiàn)在第2~5d),且最大峰值強(qiáng)度更高,為29.85~71.79mLCH4/(gVS·d).

3.2 3種有機(jī)垃圾組分因其化學(xué)組成差異,單獨降解時表現(xiàn)出不同的厭氧降解程度和速率(FW>NP> BR);其聯(lián)合降解時, 3種混合組分在2種接種物條件下,試驗初期均表現(xiàn)出產(chǎn)甲烷速率的協(xié)同促進(jìn)(CIF>1.1),但僅有FW+NP+BR試驗組在最終降解程度方面表現(xiàn)出顯著但有限的協(xié)同促進(jìn),相比3組分單獨降解的甲烷產(chǎn)率分別提高了16%和14%.

3.3 生活垃圾多組分聯(lián)合厭氧降解產(chǎn)甲烷行為之間存在的影響,應(yīng)在填埋產(chǎn)甲烷估算模型構(gòu)建和修正中予以考慮.此外,本研究借鑒和發(fā)展評價混合物料聯(lián)合厭氧降解性能影響的量化指標(biāo)方法,可為評價二元或多元物料聯(lián)合厭氧消化性能影響提供方法學(xué)參考.

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(Key Laboratory of Three Gorges Reservoir Region’s Eco-Environment, Ministry of Education, Chongqing University, Chongqing 400045, China)., 2019,39(3)：1078~1086

In order to clarify whether the multi-component mixture of municipal solid waste may have an impact on its methane production performance, effects of inoculum sources on the anaerobic degradation of single and multi-component materials were studied by conducting biochemical methane potential (BMP) experiments on food waste (FW), newspaper (NP) and branch (BR) at mesophilic temperature (37±1)°C. The modified Gompertz model was used to fit and analyze the kinetic characteristics of the methanogenesis process, and a quantitative index method was developed to evaluate the impact on co-degradation performance. The results of experiments and model fitting exercises showed that the inoculum source had no significant effect on the biodegradability of single and multi-component materials, but had significant effect on its degradation rate. In addition, although the mixing of the components promoted the rate of degradation at the initial stage of the test, only the tri-component mixture test group showed a significant synergistic promotion in the final cumulative methane yield, and the methane yield increased by 16% and 14%, respectively, compared with the mono- degradation of materials with two different inocula.

municipal solid waste；landfill gas production model；anaerobic degradation；biochemical methane potential；anaerobic biodegradability index；co-degradation impact factor

X703.5

A

1000-6923(2019)03-1078-09

焦秀瑤(1995-),女,陜西銅川人,重慶大學(xué)碩士研究生,主要從事固體廢物污染控制與資源化利用研究.

2018-08-13

國家自然科學(xué)基金資助項目(51508049);中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項項目(106112017CDJQJ218844);重慶市留學(xué)人員回國創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新支持計劃創(chuàng)新類項目(cx2018024)

* 責(zé)任作者, 副教授, wangxiaoming@cqu.edu.cn